引論：我們?yōu)槟砹?3篇進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

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中國貿(mào)易的進出口負增長已經(jīng)持續(xù)幾個月了，9月衰退式貿(mào)易順差擴大到603.4億美元，為歷史上第二高。按人民幣計價，當月貿(mào)易順差為3，762億元人民幣，創(chuàng)歷史新紀錄。

有分析指出，9月份中國進口跌幅擴大，并連續(xù)第11個月出現(xiàn)負增長，為2008年國際金融海嘯以來持續(xù)最長的跌浪，顯示中國內(nèi)需疲弱，經(jīng)濟還在下行。

其實，對于這些進出口數(shù)據(jù)，市場不要對此太敏感。因為，就當前全球的經(jīng)濟形勢來說，進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)下降十分正常，不僅中國是這樣，國際上其他國家也是如此。

全球經(jīng)濟疲軟，中國的進出口貿(mào)易要增長快是不可能的。更何況中國的出口形勢已經(jīng)開始好轉(zhuǎn)，應該是可喜的成績。

最為重要的是，中國的進口之所以會出現(xiàn)持續(xù)11個月的負增長，而且這種負增長越來越大，這不僅在于中國的外部需求減弱，或中國內(nèi)需比以往要少，更在于全球大宗商品的價格快速下跌。以同比計算，哪一項大宗商品的價格不是大幅下跌。

比如石油的價格、礦產(chǎn)品的價格。當這些大宗商品的價格大幅下跌時，即使是進口量增加，進口額大幅下跌也十分正常。比如，石油的價格同比下跌幅度那樣大，中國進口額豈能不降低？

如果說，由于大宗商品的價格大幅下跌而導致中國進口額下降，這對中國來說是好事，可以用更少的錢購買更多的東西。何樂而不為？市場根本上就不用想到中國對這些產(chǎn)品的內(nèi)需在減少。

況且，早幾年中國經(jīng)濟過度增長，導致對外部產(chǎn)品的過度需求并由此引起中國不少產(chǎn)品的產(chǎn)能過剩，目前中國經(jīng)濟調(diào)整，對這些產(chǎn)品的需求減少也是正常。比如對礦山資源產(chǎn)品就是如此。

還有，中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整、經(jīng)濟戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)型，早就從以往對外部的經(jīng)濟過度依賴逐漸轉(zhuǎn)向為內(nèi)在需求的擴張上，從早幾年開始，中國GDP的增長已經(jīng)開始轉(zhuǎn)移到內(nèi)需上。

如果說，這個目標真的在逐漸實現(xiàn)，這不僅會導致中國經(jīng)濟對外部需求的減弱，也是中國經(jīng)濟真正走出困境的正解。

如果說，中國經(jīng)濟真的走上這條路并導致當前中國進出口貿(mào)易增長放緩，市場對這些數(shù)據(jù)就不用太敏感了。

還有，8月份人民幣的貶值，盡管對中國的出口起到作用不會想象的那樣大，但肯定會有積極的影響，第三季度出口跌幅在收縮，有此因素。

當前更為重要的是今年以來政府推出了一系列的經(jīng)濟增長之政策，估計會在第四季度顯現(xiàn)出來，因此中國內(nèi)外需求都可能在這過程增加與擴張。

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一、 引言

隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展，中國和世界各國貿(mào)易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進口也是在逐年增加。2004年進口貿(mào)易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進口產(chǎn)品種類和進口來源國數(shù)量也在不斷增加。《海關進出口數(shù)據(jù)庫》顯示，2004年中國進口產(chǎn)品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個國家和地區(qū)進口，2006年這一數(shù)量增加到216個國家和地區(qū)。從總量上看，中國與世界各國的貿(mào)易關系是持續(xù)穩(wěn)定增長；從微觀層面上看，公司是貿(mào)易關系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿(mào)易關系。當我們將考察視角定位在公司層面上，即一個公司從某個國家進口某種產(chǎn)品被視為一個特定的貿(mào)易關系時，發(fā)現(xiàn)中國2000年有166萬對進口貿(mào)易關系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿(mào)公司似乎與各伙伴之間的進口貿(mào)易關系是持續(xù)、穩(wěn)定、長期的，在新的貿(mào)易關系產(chǎn)生的同時，舊有的貿(mào)易關系也在繼續(xù)。但在作進一步分析后發(fā)現(xiàn)，情況完全相反，中國公司與各國之間的進口貿(mào)易關系是不斷變化、不斷調(diào)整的，舊有的貿(mào)易關系不斷結(jié)束，新的貿(mào)易關系不斷產(chǎn)生。在2000年的166萬對進口貿(mào)易關系中，只有68萬對貿(mào)易關系持續(xù)到了2001年，大約60%的貿(mào)易關系沒有持續(xù)到第二年。2002年，僅有38萬對貿(mào)易關系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿(mào)易關系（占6%）持續(xù)時間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿(mào)易關系呢，他們又是如何影響的呢？

在傳統(tǒng)的國際貿(mào)易模型中，人們經(jīng)常忽視了貿(mào)易關系持續(xù)時間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿(mào)易模式是靜態(tài)的和穩(wěn)定的，在這些模型中，他們認為貿(mào)易關系一旦確立就會持續(xù)到永遠。例如俄林的要素供給比例理論認為，貿(mào)易是基于兩國間要素稟賦的差異，在某種程度上說只要這種要素稟賦差異在兩國中存在，這種貿(mào)易關系就會保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿(mào)易的動態(tài)關系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進入，而對于已經(jīng)存在的貿(mào)易關系會怎么樣，則沒有進行分析[2-5]。

除了利用理論模型來考察國際貿(mào)易關系之外，學者也利用數(shù)據(jù)進行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進口貿(mào)易關系及其持續(xù)時間以及德國的進口貿(mào)易關系[6，7]。

以下將根據(jù)2000～2006年《海關進出口數(shù)據(jù)庫》的進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用K-M曲線以及Cox比例風險模型，考察貿(mào)易關系的持續(xù)時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關于美國的進口貿(mào)易關系持續(xù)時間的相關研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿(mào)易上，以能夠更為細致地描述和揭示中國的對外貿(mào)易關系的持續(xù)時間問題。

二、 數(shù)據(jù)、模型和變量選擇

（一）數(shù)據(jù)的說明及其描述性統(tǒng)計分析

《海關進出口數(shù)據(jù)庫》（2000～2006年）包括出口和進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，這里使用的是進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)品分類標準為8位國際HS編碼，逐月統(tǒng)計了中國進口貿(mào)易公司從各個國家進口的各種產(chǎn)品的金額、數(shù)量、價格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻的做法，本文使用經(jīng)過整理后的年度數(shù)據(jù)，即只要以年為單位發(fā)生了一次或以上的貿(mào)易，都認定貿(mào)易關系持續(xù)，否則認為貿(mào)易關系中斷①。需要特別注意的是，該數(shù)據(jù)可能存在兩個方面的問題。一是存在刪失數(shù)據(jù)（censor data）。因為考察期間是2000～2006年，共7年（表1表明，貿(mào)易關系持續(xù)時間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數(shù)據(jù)可以說明問題），有些貿(mào)易關系一直持續(xù)到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態(tài)，因而存在刪失數(shù)據(jù)問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進口貿(mào)易關系中斷后又再產(chǎn)生的問題。為了簡化問題，同時又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產(chǎn)生的貿(mào)易關系視為新的貿(mào)易關系。

表1描述了進口貿(mào)易關系數(shù)量及比例。我們發(fā)現(xiàn)在所觀測到的1 967 613對進口貿(mào)易關系中，有1 191 671（60.56%）對貿(mào)易關系只持續(xù)了1年；有100 757（5.12%）對貿(mào)易關系持續(xù)了7年以上。刪失數(shù)據(jù)（censor data）有209 523對貿(mào)易關系，占到整個貿(mào)易關系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿(mào)易關系（即貿(mào)易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿(mào)易關系的15.56%。

四、結(jié)論

以上使用“公司-產(chǎn)品”層面數(shù)據(jù)考察了中國進口貿(mào)易關系持續(xù)時間及其影響因素，分析發(fā)現(xiàn)：中國公司與各貿(mào)易伙伴之間的進口貿(mào)易關系持續(xù)時間短，大部分（80%）貿(mào)易關系僅能持續(xù)1～2年，很少（5%）的貿(mào)易關系能持續(xù)超過7年。這表明從“公司-產(chǎn)品”層面看，中國進口貿(mào)易關系是動態(tài)調(diào)整的：大量貿(mào)易關系結(jié)束的同時，不斷產(chǎn)生新的貿(mào)易關系。進一步使用KM圖形方法和COX比例風險模型實證分析發(fā)現(xiàn)：語言與貿(mào)易關系持續(xù)時間正相關，當貿(mào)易雙方語言相同時，貿(mào)易關系結(jié)束可能性小，貿(mào)易關系持續(xù)時間長；初始交易額、產(chǎn)品交易額、GDP和人均GDP等四個因素與貿(mào)易關系持續(xù)時間正相關，其數(shù)值越大，貿(mào)易關系結(jié)束可能性越小，貿(mào)易關系持續(xù)時間越長；距離因素與貿(mào)易關系持續(xù)時間負相關，貿(mào)易伙伴距離越遠，貿(mào)易關系結(jié)束可能性越大，貿(mào)易關系持續(xù)時間越短。

注釋：

①

例如：從2001～2005年A公司都從B國進口第C種產(chǎn)品，但2006年A公司沒從B國進口第C種產(chǎn)品，那么該貿(mào)易持續(xù)時間為5年。

②例如，從2001～2003年A公司都從B國進口第C種產(chǎn)品，2004年A公司沒有從B國進口第C種產(chǎn)品，但在2005年A公司又開始從B國進口第C種產(chǎn)品。

參考文獻：

[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.

[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.

[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.

[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.

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2095-3283（2013）03-0018-03

作者簡介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學院經(jīng)濟與管理學院，博士，碩士生導師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學院理學院，博士，研究方向：國際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院博士候選人，英國利茲大學訪問學生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。

基金項目：寧波工程學院校級科研項目和教育部人文社會科學重點研究基地2009年度重大項目（2009JJD790006）的階段性研究成果。

一、前言

自1993年成為石油凈進口國以來，中國石油對外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達到565%，這意味著中國一半以上的石油消費量來自國外。獲取海外原油需要國家進行能源外交，需憑借一個國家的軟實力來實現(xiàn)，但原油獲取的根本渠道和最終實現(xiàn)形式是對產(chǎn)油國的直接投資或與產(chǎn)油國實現(xiàn)雙邊或多邊經(jīng)貿(mào)合作?！笆濉逼陂g，中國海外投資的實際功效不僅要講企業(yè)的實際經(jīng)營效益，還要把進口中國所需資源和擴大中國海外市場作為戰(zhàn)略目標（裴長洪，2011）。為了研究近年來中國的對外直接投資（OFDI）以及雙邊貿(mào)易對中國原油進口量產(chǎn)生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進出口貿(mào)易聯(lián)系和原油進口量作為研究變量，實證檢驗中國OFDI、進出口貿(mào)易對原油進口的影響。首先，計算中國與這24個國家的貨物進口貿(mào)易結(jié)合度、出口貿(mào)易結(jié)合度，并檢驗各變量的平穩(wěn)性。其次，運用面板數(shù)據(jù)的變截距模型和變系數(shù)模型，分析FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度對原油進口量的靜態(tài)影響以及FDI流量、貿(mào)易結(jié)合度對原油進口量的靜態(tài)影響；其后，建立VAR模型，檢驗FDI流量、FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度和原油進口量的滯后期對當期原油進口量的動態(tài)影響。

二、數(shù)據(jù)來源與雙邊貿(mào)易結(jié)合度的計算

1數(shù)據(jù)來源

2003―2010年中國原油進口量（JK）的數(shù)據(jù)來自《國際石油經(jīng)濟》。中國在24個主要原油進口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數(shù)據(jù)來自商務部、統(tǒng)計局和外匯管理局聯(lián)合的《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數(shù)據(jù)來自《國際貿(mào)易》（其中伊拉克的數(shù)據(jù)來自UN comtrade；其他數(shù)據(jù)來自WTO數(shù)據(jù)庫）。

對上述的原油進口量、FDI流量和FDI存量取對數(shù)，即這3個變量為Lflow、Lstock和Ljk。

2進口、出口貿(mào)易結(jié)合度的計算

本文選取貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)表示中國與24個原油進口國之間的貿(mào)易聯(lián)系。貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)最早是由經(jīng)濟學家布朗提出，后經(jīng)小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學者完善，它是指一經(jīng)濟體對某一個貿(mào)易伙伴的出口（進口）占該經(jīng)濟體出口（進口）總額的比重與該貿(mào)易伙伴進口（出口）總額占世界進口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經(jīng)濟體貿(mào)易相互依存的程度。貿(mào)易結(jié)合度以1為平均值，數(shù)值越大，兩經(jīng)濟體的貿(mào)易聯(lián)系越緊密；數(shù)值越小則貿(mào)易聯(lián)系越松散。

按照貿(mào)易結(jié)合度的計算公式，可計算出中國對24個主要進口原油來源國的貨物出口結(jié)合度（ETCD）和進口結(jié)合度（ITCD）。

三、中國OFDI、雙邊貿(mào)易對原油進口量影響的實證分析

1變量的平穩(wěn)性檢驗

時間序列或面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性通常通過單位根檢驗來判斷。對于面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗的原假設是假定各截面序列具有不同的單位根過程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對面板數(shù)據(jù)的單位根進行檢驗，當檢驗結(jié)果不一致時，若前兩種檢驗、后三種檢驗結(jié)果中各有一個拒絕原假設，本文即認為被檢驗序列為平穩(wěn)序列。據(jù)此，運用Eviews60軟件檢驗，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩(wěn)序列（見表1）。

2FDI存量、雙邊貿(mào)易關系對進口量的靜態(tài)影響

把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計量經(jīng)濟學模型檢驗中國OFDI存量、貨物進口結(jié)合度和貨物出口結(jié)合度對原油進口量的影響。利用Eviews60對上述模型進行Hausman檢驗，回歸結(jié)果拒絕原假設，應選擇固定效應模型。固定效應模型包括變截距模型和變系數(shù)模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進口量的影響情況，運用變系數(shù)模型來討論國別之間影響的差異。

變截距模型的回歸結(jié)果表明：在1%顯著水平下，中國的OFDI存量對原油進口量的影響效果顯著；10%顯著水平下，出口貿(mào)易緊密程度與原油進口量是負相關，影響顯著；進口貿(mào)易結(jié)合度的影響則不顯著（見表2）。

變系數(shù)模型的回歸結(jié)果顯示：在1%顯著水平下，中國在哈薩克斯坦、巴西和馬來西亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞、伊拉克、澳大利亞和尼日利亞出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內(nèi)瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進口的影響不顯著。其中，在馬來西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進口量之間呈負相關，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系與原油進口量之間顯著負相關（見表3）。

對上述變截距模型和變系數(shù)模型的回歸殘差進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)數(shù)列，回歸中不存在“偽回歸”現(xiàn)象（見表3）。

3FDI流量、雙邊貿(mào)易關系對原油進口量的靜態(tài)影響

以原油進口量為因變量，F(xiàn)DI流量、出口結(jié)合度和進口結(jié)合度為解釋變量分別建立固定效應變截距模型和變系數(shù)模型。變截距模型的檢驗結(jié)果表明，在1%、5%的顯著水平下，F(xiàn)DI流量、出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量有顯著影響，但出口貿(mào)易聯(lián)系與進口量之間負相關（見表4）。

變系數(shù)模型的實證檢驗結(jié)果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量有顯著負向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進口量呈負向關系，統(tǒng)計結(jié)果顯著?；貧w后對殘差進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)數(shù)列，回歸中不存在“偽回歸”。

4FDI流量、雙邊貿(mào)易關系對原油進口量的動態(tài)影響

分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內(nèi)生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據(jù)AIC準則，將模型的滯后階數(shù)P確定為1?；貧w結(jié)果表明，原油進口量的滯后一期對當期原油進口量有正向影響且顯著，F(xiàn)DI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當期原油進口量有負向顯著影響，而進口結(jié)合度和出口結(jié)合度的滯后期對當期原油進口量影響不顯著。

四、結(jié)論與建議

從靜態(tài)角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對原油進口的影響作用存在明顯差異。總體看，中國的OFDI流量和存量在一定程度上對中國原油的進口有顯著的促進作用，中國與進口原油來源國的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進口沒有明顯促進作用，而進口貿(mào)易聯(lián)系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對原油進口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進作用（如安哥拉、委內(nèi)瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿(mào)易促進作用（如馬來西亞）、進口貿(mào)易促進作用（如阿爾及利亞）、貿(mào)易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿(mào)易影響模糊（如哈薩克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亞和越南）和沒有影響（其余國家）。從動態(tài)影響效果看，原油進口量主要是前期產(chǎn)生的，前期FDI存量與流量對原油進口沒有促進作用，前期貨物貿(mào)易聯(lián)系的影響甚微。

基于FDI、雙邊貿(mào)易關系對原油進口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應進一步發(fā)揮FDI的促進作用，加大對原油生產(chǎn)國的投資以穩(wěn)固原油進口量。據(jù)統(tǒng)計，2011年中國OFDI流量的627%流向中國香港、英屬維爾京群島和開曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國需要通過發(fā)放優(yōu)惠貸款等措施引導中國企業(yè)增大在產(chǎn)油國的投資，既可以促進中國原油的進口，也可把過剩的外匯儲備轉(zhuǎn)變?yōu)槭唾Y源。從貿(mào)易角度而言，一要鞏固與擴大原油的進口量，二是基于與產(chǎn)油國貨物貿(mào)易的現(xiàn)狀，調(diào)整國別間的貿(mào)易發(fā)展方式，逐步優(yōu)化商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

[參考文獻]

篇4

PTAs對果品貿(mào)易影響的實證分析

1模型構(gòu)建

引力模型最早是由Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)分別開發(fā)并應用，長久以來被用于對國際貿(mào)易的決定因素的實證分析，其中一個主要用途是用來評估特惠貿(mào)易協(xié)定對國際貿(mào)易流量的影響，即測度“PTAs效應”（TristanKohl，2011）。Cheng&Wall（2005）歸納了引力模型的擴展過程，指出引力模型的標準形式為：（略）。Peter（2009，2010）年指出，兩國建立PTAs關系的可能性會隨著國家規(guī)模相似性和資本—勞動要素稟賦差異的增加而提高?；谫Q(mào)易政策的內(nèi)生性考慮，本文在PCS模型中加入關稅、匯率、國家規(guī)模相似性以及資本—勞動要素稟賦差異變量，從國家規(guī)模、貿(mào)易冰山成本以及要素稟賦差異等方面擴展PCS模型，得到：（略）。為能夠詳細考察各國關稅變動對我國果品進出口貿(mào)易的影響，需要對上述PCS模型進行調(diào)整，即在（3）式基礎上進一步放松對關稅的系數(shù)約束，構(gòu)建一個關稅變系數(shù)的擴展引力模型：（略）。由于式（5）是對PCS約束條件的放松，更貼近于現(xiàn)實，所以首先在理論上是合理的。根據(jù)以往經(jīng)驗研究，除距離（disij）、關稅（Tijt）和匯率（RTt）變量系數(shù)預期為負值外，預計其余變量系數(shù)均為正值。

2研究對象及數(shù)據(jù)來源

選取2010年中國水果和堅果產(chǎn)品（HS分類中的08類）前49位貿(mào)易伙伴國作為研究對象國（地區(qū)），雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UNcomtrade）。2010年中國與前49位貿(mào)易對象之間的貿(mào)易額分別占中國果品貿(mào)易總額的97.90%和98.96%，因此這樣的分析是比較切合實際的。各解釋變量數(shù)據(jù)來源出處復雜，需進行簡單介紹。（1）各國國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。個別缺失數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織的數(shù)據(jù)。緬甸GDP根據(jù)中華人民共和國駐緬甸聯(lián)邦共和國大使館的數(shù)據(jù)資料折算所得。（2）人口數(shù)據(jù)來源于世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。（3）研究涵蓋現(xiàn)有的已經(jīng)生效的9個自貿(mào)區(qū)協(xié)定，雙邊簽訂PTAs信息來源于中華人民共和國商務部國際經(jīng)貿(mào)關系司信息。資料出處為中國自由貿(mào)易區(qū)服務網(wǎng)。在確定實施期時，對簽訂有早期收獲計劃的自貿(mào)區(qū)，規(guī)定實施期為早期收獲計劃開始日。（4）關稅數(shù)據(jù)來源于WTO關稅數(shù)據(jù)庫，對于簽訂有PTAs的貿(mào)易伙伴國，將根據(jù)自貿(mào)區(qū)協(xié)定中的關稅削減公式計算得到雙邊關稅實施稅率，并將所得稅率與WTO關稅數(shù)據(jù)庫的稅率做協(xié)調(diào)處理。假定2002年以來非PTAs成員國之間的關稅保持不變。（5）disij是用微軟必應地圖測量得到兩國家（地區(qū)）首都空中直線距離。（6）langij和bordij是虛擬變量，若貿(mào)易對象使用漢語（漢字）及與中國在陸地疆土上臨界，則分別賦值為1，反正賦值為0①。

3實證結(jié)果與分析

由于研究時間區(qū)間為2002~2010年，進出口貿(mào)易對象分別有48個（缺少朝鮮貿(mào)易數(shù)據(jù)），橫截面?zhèn)€數(shù)遠大于時序個數(shù)，所以回歸時允許不同的截面存在異方差，從而選擇按截面加權的方式。估計方法采用面板校正標準誤（PCSE）方法，運算工具為eviews6.0。

(1)果品出口模擬結(jié)果分析

表3顯示了果品出口貿(mào)易的模擬結(jié)果。從模擬結(jié)果可見，調(diào)整后的PCS模型對中國果品出口貿(mào)易的擬合情況較好，多數(shù)解釋變量能夠通過顯著性檢驗，且模型的擬合優(yōu)度達到0.944431，表明該模型可在一定程度上用于解釋中國果品的出口貿(mào)易問題。首先，代表國家規(guī)模變量的模擬結(jié)果顯示，在其他條件不變的情況下，進口貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟規(guī)模每提高1個百分點，中國對其果品出口額將提高2.2%；而進口國人口每增長1%，中國對其果品的出口額會下降0.39%。雖然本國GDP變量沒能通過檢驗，但與果品出口呈現(xiàn)負相關關系；中國人口每增長1%，果品出口會提高314%。由此推測，在果品出口方程中，用國內(nèi)生產(chǎn)總值變量代表國民對果品的消費能力，而用國家人口數(shù)量表示果品供應能力進行解釋將更為合適，即國家經(jīng)濟增長會促進果品消費需求增長，而人口增長會促進果品供給增長。貿(mào)易成本角度的實證結(jié)果顯示，擁有共同的語言和邊界降低了交易成本，對果品出口有正向作用，尤其是語言對出口的正向促進作用顯著；距離造成的運輸成本對果品出口具有負向作用。另外，人民幣兌美元的匯率雖然沒有通過檢驗，但變量系數(shù)為負值，證明人民幣升值不利于果品出口。此外，實證結(jié)果還顯示，與貿(mào)易伙伴的國家規(guī)模相似性提高會抑制中國果品出口，相似度每提高1%，果品出口會降低1.01%。勞動力—資源稟賦差異沒有通過顯著性檢驗，對果品出口影響不顯著。多數(shù)國家削減進口關稅對中國果品出口具有明顯地促進作用。在其他條件不變的情況下，貿(mào)易對象關稅每降低1%，中國果品出口將平均提高0.27%。塔吉克斯坦的關稅減低對中國果品出口促進作用最大，塔方關稅每降低1%，中國對其果品出口額將提高2.27%；其次是美國、日本和韓國，關稅每降低1%，中國果品對其出口額將分別提高2.14%、2.12%和1.12%。另外，出口模擬結(jié)果中存在一個突出的現(xiàn)象是，存在相當數(shù)量的國家（關稅系數(shù)為正的有23個，在5%水平上通過顯著性檢驗的有18個），其進口關稅與中國果品出口呈正相關關系，即關稅削減反而抑制了中國對其果品出口的增長。在關稅系數(shù)通過檢驗的國家中，多數(shù)國家都是與中國建立有PTAs關系的國家，涉及到東盟自貿(mào)區(qū)（越南、馬來西亞、印尼、菲律賓、泰國、新加坡）、港澳地區(qū)以及中國—新西蘭自貿(mào)區(qū)和亞太經(jīng)貿(mào)組織（斯里蘭卡和孟加拉）。

(2)果品進口模擬結(jié)果分析

篇5

文獻標識碼:A　文章編號:1002-0594(2010)11-0010-05　收稿日期:2010-06-10

產(chǎn)品是技術的載體,產(chǎn)品進口會使得所體現(xiàn)的技術在進口國發(fā)生外溢,開放經(jīng)濟條件下,通過國際貿(mào)易的技術溢出是一國實現(xiàn)技術進步和經(jīng)濟增長的重要條件。在當前全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的條件下,進口貿(mào)易的技術進步效應開始引起學者們極大的研究興趣,國內(nèi)外學者從不同視角研究了進口貿(mào)易的技術進步效應,涌現(xiàn)出大量的研究成果,本文首先對相關研究進行系統(tǒng)的梳理,然后簡單地加以評述,并指出進一步研究的方向。

一、進口貿(mào)易影響技術進步的理論基礎及作用機制

(一)理論基礎

新貿(mào)易理論、內(nèi)生增長理論、異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的發(fā)展為動態(tài)貿(mào)易利益的量化研究提供了可能,為進口貿(mào)易技術進步效應的研究奠定了理論基礎。以Krugman(1979)為代表的新貿(mào)易理論學家放松了傳統(tǒng)貿(mào)易理論完全競爭、產(chǎn)品同質(zhì)、收益不變等強假設條件,將規(guī)模經(jīng)濟、產(chǎn)品種類、技術轉(zhuǎn)移等因素引入到貿(mào)易理論分析框架之中,將貿(mào)易理論的發(fā)展推進到新的階段,構(gòu)成了國際貿(mào)易與技術進步關系研究的理論基點。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學者將內(nèi)生增長理論模型加以拓展,在開放經(jīng)濟增長模型中引入了投入品種類、產(chǎn)品質(zhì)量等變量,考察貿(mào)易對于經(jīng)濟增長的影響,分析了國際貿(mào)易在技術轉(zhuǎn)移、模仿和創(chuàng)新中的作用,為增長理論與貿(mào)易理論的融合奠定了基礎,成為進口貿(mào)易技術進步效應研究的主要理論基礎。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型研究表明,開放條件下生產(chǎn)率異質(zhì)企業(yè)對于外部競爭壓力的不同反應對行業(yè)生產(chǎn)率的變動產(chǎn)生重要影響,這為進口競爭的技術進步效應的研究提供了重要的理論框架。

(二)作用機制

為了實證分析進口貿(mào)易的技術進步效應,許多學者對上述基礎理論模型從不同層面進行了拓展,具體地解釋了進口貿(mào)易影響技術進步的內(nèi)在機制。

Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎上,利川進口份額作為權數(shù)衡量了國外研發(fā)對于本國TFP增長的貢獻,為衡量和測度國外技術溢出對進口國技術進步影響的研究提供了理論和方法上的借鑒。Connolly(1997)發(fā)展了一個內(nèi)生增長模型,從理論上證明進口貿(mào)易對模仿進而是技術擴散產(chǎn)生的正向影響,發(fā)展中國家可以從中獲得靜態(tài)和動態(tài)貿(mào)易利益。貿(mào)易通過降低南方國家的模仿成本,產(chǎn)生重要的技術擴散效應,促進南方模仿國的增長,因為貿(mào)易可使南方模仿者廉價地獲得關于北方創(chuàng)新者新產(chǎn)品的知識,而進口種類和數(shù)量的增加提高了成功模仿的概率,會對南方模仿產(chǎn)生正的影響。南方國家銷售進口產(chǎn)品,提供售后服務,會增加對于進口產(chǎn)品技術知識的了解,降低對這些產(chǎn)品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時,貿(mào)易開放還會通過對國內(nèi)企業(yè)帶來的競爭效應,影響企業(yè)的模仿行為和國內(nèi)企業(yè)數(shù)目,進口貿(mào)易降低了模仿者了解國內(nèi)市場需求的成本,保證了有效率模仿的實現(xiàn)。Connolly(1999)在一個南北貿(mào)易的質(zhì)量模型中,在創(chuàng)新和模仿過程融入了學中學(learning-to-learn)的概念。他認為,學中學(learning-to-learn)不同于干中學(learning-by-doing),因為學中學獲得的技術更具有一般性,因而可應用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學任務。當一個企業(yè)成功模仿了質(zhì)量越來越高的特定種類產(chǎn)品時,他將獲得產(chǎn)品工程中的知識,并且改善它,因此模仿不僅使得企業(yè)在未來的模仿中更有利,而且提高了企業(yè)獨自成功發(fā)明更高質(zhì)量水平產(chǎn)品的可能性。

Keller(2001)認為通過與國內(nèi)外企業(yè)相互作用的學習是促進生產(chǎn)率增長的重要方式。國內(nèi)發(fā)明的效率隨一國知識存量的遞增而遞增,它與國內(nèi)所知的產(chǎn)品設計的數(shù)量是成比例的,通過增加國內(nèi)知識存量,國際溢出提高了國內(nèi)發(fā)明活動的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)擴展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企業(yè)異質(zhì)性國際貿(mào)易模型,把理論模型分析與實證檢驗有機結(jié)合在了一起,認為貿(mào)易的開放導致了競爭效應,在更大的國外競爭和更多的進口產(chǎn)品的壓力下,國內(nèi)企業(yè)的利潤會下降,異質(zhì)性企業(yè)中生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)會退出市場,只有技術水平較高的企業(yè)才可以適應市場競爭,并且會在競爭中增加市場上所占的份額,這樣產(chǎn)業(yè)的平均生產(chǎn)率水平也會上升。

理論模型的構(gòu)建為實證研究的深入發(fā)展奠定了基礎,基礎理論模型的拓展把理論研究和實證研究緊密聯(lián)系在一起,深刻地揭示了進口貿(mào)易影響進口國技術進步的內(nèi)在機制,進口貿(mào)易可以通過進口貿(mào)易總量、進口貿(mào)易模式和進口產(chǎn)品的競爭效應對技術進步產(chǎn)生重要的影響。

二、進口貿(mào)易總量的技術進步效應

(一)國家層面進口總量的技術進步效應

Coe、Helpmanfl995,以下簡稱“CH”)利用21個OECD國家和以色列1971～1990年間的面板數(shù)據(jù),考察了貿(mào)易伙伴國的R&D資本存量通過進口貿(mào)易的傳導機制對進口國技術進步的影響,發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外研發(fā)資本存量都會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響,一國進口占GDP比重越大,國外研發(fā)資本存量對國內(nèi)生產(chǎn)率的影響越強,開放度高的經(jīng)濟比開放度低的經(jīng)濟從國外研發(fā)中獲益要大。方希樺、包群、賴明勇(2004)使用CH的方法計算了中國主要貿(mào)易伙伴國的研發(fā)資本存量,實證分析發(fā)現(xiàn)通過進口的技術溢出對中國技術進步具有顯著的促進作用。

許多學者以CH模型中的數(shù)據(jù)為基礎,利用新的方法進行了拓展研究,得出了與CH相似的結(jié)論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認為CH(1995)模型中計算國外研發(fā)資本存量的賦權方法存在匯總上的偏誤,因而提供了一個理論上產(chǎn)生更少偏誤和更好實證結(jié)果的賦權方法,在修正了指數(shù)偏差的基礎上,分析了國外研發(fā)的產(chǎn)出彈性對于一國貿(mào)易開放度的依賴,研究證明一國貿(mào)易越開放,該國從國外研發(fā)中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計算了相對于中國的國外R&D資本存量,并將人力資本因素引入到進口貿(mào)易技術溢出的計量模型,證明通過進口貿(mào)易的技術溢出促進了中國全要素生產(chǎn)率的提高。Keller(1997)也質(zhì)疑CH

(1995)的賦權方法,而采用隨機賦權方法計算了國外知識資本存量,同樣得出了與CH模型相似的結(jié)論。但是Coe、Hoffmaister(1999)認為Keller(1997)的隨機賦權實際上是帶有隨機誤差的簡單加權平均,這種隨機賦權只會得到一個隨機變量,它和生產(chǎn)率之間是不存在聯(lián)系,他們利用替代的賦權方法作為雙邊進口份額回歸證明,隨機創(chuàng)造的貿(mào)易模式并不能產(chǎn)生國際研發(fā)溢出的估測。

鑒于上述學者研究中使用普通最小二乘方法中可能出現(xiàn)的偽回歸,有學者根據(jù)CH研究的數(shù)據(jù),利用面板協(xié)整方法重新考察了進口的技術溢出對進口國生產(chǎn)率的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn),通過進口的研發(fā)溢出效應要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么與全要素生產(chǎn)率之間不存在長期協(xié)整關系(Funk,2001),因此,他們認為之前對于進口貿(mào)易技術進步效應的研究高估了進口的作用,但是忽略了其它傳播機制的作用。

Altair and Cieeone(2004)測度了貿(mào)易的實際開放度對國家間全要素生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)進口和出口加總的貿(mào)易開放度是一國全要素增長的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區(qū)分了知識的性質(zhì),認為通過發(fā)達國家的研發(fā)生產(chǎn)的知識能夠通過貿(mào)易溢出到其他國家,利用21個OECD國家1975～1990年的面板數(shù)據(jù)集中考察了進口作為技術傳播途徑的作用,發(fā)現(xiàn)無論國外的知識是公共還是私人的,進口的技術進步效應都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿(mào)易相關的研發(fā)溢出的概念擴展了CH的分析,認為與貿(mào)易間接相關的研發(fā)溢出也會在國家之間發(fā)生,他們利用114個國家的向量矩陣實證研究發(fā)現(xiàn),國外研發(fā)的間接流量要遠高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻要遠高于直接流量的貢獻,并且全部(直接加間接)國外研發(fā)流量明顯地要比國外直接研發(fā)流量要穩(wěn)定。由于間接效應的存在,雙邊貿(mào)易相對來說并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的重要決定因素,這調(diào)和了CH(1995)與Keller(1997)的結(jié)論,但也提供了貿(mào)易作為國際知識傳播機制重要性的支持。

Madsen(2007)使用16個OECD國家1870～2004年間技術進口和全要素生產(chǎn)率的新數(shù)據(jù)庫,驗證了知識是否通過貿(mào)易渠道發(fā)生了轉(zhuǎn)移。實證估計表明,在過去135年中通過貿(mào)易發(fā)生的知識轉(zhuǎn)移始終非常重要,TFP與知識進口之間存在很強的關系,在過去一個世紀中93%的TFP增長要歸于知識的進口,知識的外溢是1870～2004年間OECD國家TFP收斂的重要影響因素,通過貿(mào)易的國際技術外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻因素,有助于OECD國家TFP的收斂。

(二)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面進口總量的技術進步效應

企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面的實證研究證明,進口和技術進步之間存在較強的正相關關系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業(yè)的詳細面板數(shù)據(jù),證明供給進口密集部門的企業(yè)比其它企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率,進口是國際技術轉(zhuǎn)移的推動因素,與國外廠商的垂直供應聯(lián)系是進口推動技術轉(zhuǎn)移發(fā)生的渠道,這從企業(yè)層面證明進口是促進技術進步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術轉(zhuǎn)移和進口聯(lián)系起來,利用17個工業(yè)化國家1973～2002年的詳細數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn),進口是技術轉(zhuǎn)移的一個主要渠道,國際技術轉(zhuǎn)移對于生產(chǎn)率的貢獻常常超過了國內(nèi)研發(fā)的貢獻。

李小平、朱鐘棣(2006)總結(jié)了國外學者計算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計算了同外R&D存量通過進口貿(mào)易對中國工業(yè)行業(yè)技術進步的影響,雖然不同的實證方法所得出的結(jié)論不近相同,但基本上肯定了產(chǎn)業(yè)層面進口貿(mào)易技術進步效應為正的結(jié)果。李小平、盧現(xiàn)祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進一步研究了中國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的增長,發(fā)現(xiàn)進口是技術進步的重要原因,但是出口促進技術進步的作用并不明顯。

三、進口貿(mào)易模式的技術進步效應

(一)資本品進口的技術進步效應

與CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77個發(fā)展中國家1971～1990年的數(shù)據(jù),研究了這些國家通過機械設備進口從工業(yè)化國家的研發(fā)中獲益的程度,結(jié)果顯示,國外研發(fā)資本存量的知識通過機械設備進口能夠影響到發(fā)展中國家的生產(chǎn)率,國外研發(fā)資本存量越大,對于來自工業(yè)化國家機器和設備進口越開放,本國勞動力的教育水平越高,該發(fā)展中國家的全要素生產(chǎn)率也就越高,而總進口中許多消費品和服務的進口對于生產(chǎn)率并沒有影響,國外知識存量只是通過機器設備的進口影響了發(fā)展中國家的生產(chǎn)率。

Connolly(1999)考察了國內(nèi)外創(chuàng)新對于實際人均GDP增長的貢獻,發(fā)現(xiàn)來自發(fā)達國家的高技術產(chǎn)品的進口在國際技術擴散中作用的證據(jù),國內(nèi)模仿和創(chuàng)新對發(fā)達國家先進技術進口存在持續(xù)的正依賴性,來自發(fā)達國家的技術對于人均GDP增長的貢獻要高于國內(nèi)創(chuàng)新的貢獻。Xu、Wang(1999)認為資本品比非資本品擁有更高的技術含量,因資本品貿(mào)易是國際技術溢出的重要渠道。他們考察了資本品貿(mào)易作為國際研發(fā)溢出渠道的重要性,估測結(jié)果表明,在G7國家中,研發(fā)投資大約一半的收益溢出到了其它OECD國家,其中大約一半的溢出是通過資本品外溢渠道發(fā)生的,資本品衡量的研發(fā)溢出變量統(tǒng)計上是顯著的,比總進口衡量的溢“{變量更多解釋了國家間生產(chǎn)率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認為國際貿(mào)易可以把技術進步的好處傳遞過國界,他們通過研究世界生產(chǎn)和資本品的貿(mào)易,評估了這一機制的重要性,證實一國的生產(chǎn)牢取決于該國對國外資本品的可獲得性以及該國使用資本品的意愿和能力。

(二)中間品進口的技術進步效應

Keller(1997)引入一個研發(fā)驅(qū)動的增長模型,技術通過體現(xiàn)在不同中間產(chǎn)品的貿(mào)易傳遞到國內(nèi)其它部門和國外部門,他使用來自8個OECDI業(yè)國1970～1991年13個制造業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在同一行業(yè)中,國際貿(mào)易是國外技術傳播的一個重要途徑。隨后使用相同的數(shù)據(jù),Keller(1999;2000)量化分析了貿(mào)易模式在決定技術流量中的重要性,發(fā)現(xiàn)一國的進口模式會影響到一國的生產(chǎn)率,如果一國主要從技術領先國進口,該國獲得的體現(xiàn)在中間產(chǎn)品上的技術將高于主要從技術跟隨者進口的所得,與進口模式相關的技術進口的差異解釋了這些國家生產(chǎn)率增長上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個國家1970～1993年的數(shù)據(jù),在區(qū)分產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易對于技術轉(zhuǎn)移影響的基礎上,考察了貿(mào)易在技術從工業(yè)化國家向發(fā)展中國家溢出中的作用,證明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易能夠比產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易更多地促進技術轉(zhuǎn)移。

Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年間制造業(yè)的普查數(shù)據(jù),估測了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,他們區(qū)分了源自最終產(chǎn)品關稅降低的生產(chǎn)率增長與源自中間投入品關稅降低的生產(chǎn)率增長,研究結(jié)果表明,生產(chǎn)率的增長主要源于投入品關稅的降低。Topalova(2007)利用制造業(yè)部門企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù),考察了印度20世紀90年代早期的貿(mào)易改革對企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)中間品關稅的下降導致的生產(chǎn)率增長遠高于最終品關稅下降產(chǎn)生的影響。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)估測了國外中間品的進口對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)國外中間產(chǎn)品的進口提高了生產(chǎn)率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年問匈牙利制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品層面的進口數(shù)據(jù)估測了一個生產(chǎn)者結(jié)構(gòu)模型,研究顯示,進口的技術進步效應在統(tǒng)計上與經(jīng)濟上都是顯著的,進口解釋了匈牙利90年代總體全要素生產(chǎn)率增長的30%。

(三)對貿(mào)易模式技術進步效應的質(zhì)疑

對于貿(mào)易模式與技術溢出、技術進步的關系,也存在一些不同的認識。Funk(2001)使用面板協(xié)整技術考察了貿(mào)易模式與國際研發(fā)投入溢出間的關系,沒有發(fā)現(xiàn)支持進口模式與研發(fā)溢出之間關系的證據(jù),因此認為,先前的研究可能高估了進口投入品在國際研發(fā)溢出中的作用,卻低估了其它傳播途徑的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)對與貿(mào)易相關的間接技術溢出效應存在的研究,似乎也證明雙邊貿(mào)易模式并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的決定因素,一國外部研發(fā)溢出流量對于貿(mào)易模式的依賴可能是很低的。

四、進口競爭的技術進步效應

進口競爭的技術進步效應早已引起學者們的注意,但是受傳統(tǒng)貿(mào)易理論嚴格假設的束縛和統(tǒng)計數(shù)據(jù)可得性的限制,這方面理論和實證研究的進展相對緩慢。隨著企業(yè)層面統(tǒng)計數(shù)據(jù)可得性的提高和異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的開創(chuàng)性進展,進口競爭的技術進步效應引起學者們極大的研究興趣。

Bertschek(1995)利用德國80年代制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù),分析了進口和內(nèi)向型FDI對于國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響,發(fā)現(xiàn)進口和內(nèi)向型FDI增加了國內(nèi)競爭,降低了國內(nèi)企業(yè)的盈利,對產(chǎn)品和過程創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過對日本1964～1973年間進口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn),進口競爭是促進日本生產(chǎn)率提高的重要原因,并且進口競爭的作用要大于中間產(chǎn)品進口對于生產(chǎn)率的促進作用,更多競爭性產(chǎn)品的進口刺激了創(chuàng)新,向國外競爭對手潛在的學習是效率增長的主要渠道。

Pavcnik(2002)利用企業(yè)水平面板數(shù)據(jù)實證考察了智利貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率的進步要歸于進口競爭部門中的貿(mào)易自南化,總的生產(chǎn)率進步源自資源從低效率生產(chǎn)者向高效率生產(chǎn)者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率演進的影響,發(fā)現(xiàn)進口產(chǎn)品和中間投入品關稅變動與生產(chǎn)率的變動之間存在負相關關系,表明貿(mào)易自由化后,競爭的增加和可獲得的體現(xiàn)更高技術的中間品進口促進了生產(chǎn)率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進口關稅的下降增加了國內(nèi)競爭,導致了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高。

Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個新興市場經(jīng)濟的數(shù)據(jù),估測了來自國外的競爭、與國外企業(yè)的垂直聯(lián)系以及國際貿(mào)易對國內(nèi)企業(yè)幾種創(chuàng)新的影響,發(fā)現(xiàn)有很強的證據(jù)表明國外競爭和創(chuàng)新之間存在正向的關系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業(yè)的詳細數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),進口競爭的技術進步效應在短期和長期中存在著很大的區(qū)別。短期內(nèi)貿(mào)易開放具有促進競爭的效應,由于進口競爭的增加,無效率的企業(yè)退出市場,產(chǎn)業(yè)中產(chǎn)品平均成本降低、生產(chǎn)率出現(xiàn)上升。但是長期來看,當競爭力更弱的經(jīng)濟體也開始出口時,這些效應會逐漸減弱甚至會逆轉(zhuǎn),雖然增加的貿(mào)易對歐盟的生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的影響,但是這種影響是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年間工業(yè)化國家的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),長期內(nèi)進口自由化通過選擇效應降低了本國產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率。

對于進口貿(mào)易技術進步效應的研究,以上我們按照進口總量、進口模式和進口競爭幾個維度進行了系統(tǒng)梳理,但是必須指出的是,這三種機制并非各自獨立地發(fā)揮對進口國技術進步的影響,它們分別都是從進口貿(mào)易的一個側(cè)面反映出進口貿(mào)易可能對技術進步帶來的影響,對于一國整體進口來說,三種機制都在共同發(fā)揮著對于技術進步的影響。

五、結(jié)語

進口與技術進步關系研究隸屬于動態(tài)貿(mào)易利益研究的范疇,是對貿(mào)易影響經(jīng)濟增長機制研究的深化與發(fā)展。國內(nèi)外理論和實證研究的成果證實了進口貿(mào)易與技術進步之間的內(nèi)生關系,進口是影響一國技術進步和經(jīng)濟增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進口與經(jīng)濟增長關系的研究和認識,有力證明了自由貿(mào)易所蘊藏的巨大動態(tài)利益,為發(fā)展中國家貿(mào)易政策的制定提供了一定的指導和借鑒。

目前,對于進口與我國技術進步關系的研究相對來說還不夠充分,不夠深入,主要還是停留在進口產(chǎn)品總量上的研究,缺少對進口貿(mào)易模式、進口競爭技術進步效應的研究,因而對進口與我國技術進步的認識還不夠全面。我們認為未來對于進口與技術進步關系的研究應當考慮一些忽略的變量可能產(chǎn)生的影響,深化對于新的機制的研究,同時對于我國進口貿(mào)易與技術進步的關系應當進行更加全面系統(tǒng)的深入研究。

參考文獻:

方希樺,包群,賴明勇2004,國際技術溢出:基于進口傳導機制的實證研究[J]l中國軟科學(7)

李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣,2008,國際貿(mào)易、技術進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J],經(jīng)濟學(季刊)(2)

篇6

（一）研究背景

從20世紀80年代以來，我國的進出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化。在出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，從以一般貿(mào)易為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)榧庸べQ(mào)易與一般貿(mào)易不相上下，以至加工貿(mào)易較多的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。在進口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，最鮮明的特點就是加工貿(mào)易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩(wěn)定，以及我國一般貿(mào)易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩(wěn)定。

圖1 我國出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》，2009年

圖2 我國進口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》，2009年

我國進出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的變化，體現(xiàn)了進出口貿(mào)易方式的多樣化發(fā)展。其中，加工貿(mào)易在90年代取得了顯著的發(fā)展。這不僅與我國的經(jīng)濟發(fā)展歷程相一致，也是我國對外貿(mào)易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調(diào)整作用的結(jié)果。

（二）相關文獻綜述

1、國外相關研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結(jié)果表明匯率波動與進出口貿(mào)易呈負相關關系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動對發(fā)展中國家的出口貿(mào)易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發(fā)現(xiàn)匯率對貿(mào)易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協(xié)整與誤差修正模型等方法發(fā)現(xiàn)，匯率波動對愛爾蘭的出口產(chǎn)生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結(jié)果卻顯示匯率波動對貿(mào)易沒有顯著影響。

2、國內(nèi)相關研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數(shù)據(jù)采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：在長期內(nèi)，我國的出口貿(mào)易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數(shù)據(jù)進行Granger檢驗和脈沖響應函數(shù)與方差分解，得出的結(jié)論是：實際有效匯率對宏觀經(jīng)濟變量的影響都是長期的，且大多數(shù)是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿(mào)易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數(shù)據(jù)進行基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿(mào)易呈負向相關性，即人民幣貶值，進出口貿(mào)易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據(jù)1985～2006年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿(mào)易的影響。結(jié)果表明， 人民幣升值使得加工貿(mào)易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數(shù)據(jù)，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿(mào)易進行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿(mào)易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調(diào)一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進口和與一般貿(mào)易出口、進口的關系。人民幣實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進口和一般貿(mào)易出口、進口存在顯著負相關關系。

二、人民幣匯率對我國進出口貿(mào)易方式影響的實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿(mào)易進出口額、一般貿(mào)易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統(tǒng)計局沒有公布關于我國加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進出口分類數(shù)據(jù)，因此本文的加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進出口數(shù)據(jù)來源于2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》

其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿(mào)易進口額表示為JIM，加工貿(mào)易出口額表示為JEX，一般貿(mào)易進口額表示為YIM，一般貿(mào)易出口額表示為YEX。

（二）平穩(wěn)性檢驗

在對變量進行協(xié)整分析之前，需要檢驗變量的平穩(wěn)性。只有變量是同階單整的，才能進行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數(shù)列取對數(shù)之后不會改變時序數(shù)列的性質(zhì)和關系，且得到的數(shù)據(jù)易形成平穩(wěn)序列。因此，首先對時間序列進行對數(shù)處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結(jié)果表明五個時間序列都是非平穩(wěn)的，但二階差分后的序列都是平穩(wěn)的，即都是I（2）序列。

（三）協(xié)整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LJEX 、LREER不存在協(xié)整關系。

2、LJIM 和LREER

運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LJIM 、LREER不存在協(xié)整關系。

3、LYEX 和LREER

運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LYEX 、LREER不存在協(xié)整關系。

4、LYIM 和LREER

運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)果如下：

可見，殘差項是非平穩(wěn)序列。因此LYIM 、LREER不存在協(xié)整關系。

（四） ARMA模型估計

1、LJEX 和LREER

從以上結(jié)果中可以看出，實際有效匯率與加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進口、一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進口存在負相關性，即每當實際有效匯率升高1%時，加工貿(mào)易出口下降0.3%，加工貿(mào)易進口下降0.68%，一般貿(mào)易出口下降0.16%，一般貿(mào)易進口下降0.14%。

篇7

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言與相關文獻綜述

對外貿(mào)易、投資和消費是推動我國經(jīng)濟增長的重要動力，加入WTO以來，我國對外貿(mào)易迅猛發(fā)展，進出口貿(mào)易總額從2001年的4.22萬億元人民幣，增長到2015年的24.59萬億元人民幣。中國已成為世界第一大出口國，第二大進口國，進出口總額居世界第一。2015年，受低迷的國際經(jīng)濟形勢和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的影響，我國進出口貿(mào)易出現(xiàn)了“雙降”，全年進出口總值24.59萬億元，同比下降7%。其中，出口14.14萬億元，同比下降1.8%；進口10.45萬億元，同比下降13.2%，但進出口貿(mào)易總額仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，進口占GDP的15.4%。在經(jīng)濟新常態(tài)下，對外貿(mào)易在我國經(jīng)濟增長中仍起著重要作用，更是新形勢下提振我國經(jīng)濟增長的主要動力之一。

影響進出口貿(mào)易的因素很多，而匯率水平無疑是最直接最重要的因素之一。匯率水平，尤其是實際有效匯率水平直接影響了進出口商品的價格。本國匯率貶值將降低以外幣計價的出口商品價格，從而增強本國出口商品競爭力，有利于出口；本國匯率貶值將提高以本幣計價的外國商品的價格，從而不利于進口。相反，匯率升值則有利于進口，不利于出口。自2005年7月21日人民幣實行有管理的浮動匯率制度以來，人民幣名義匯率和實際匯率大幅升值。截至2015年6月末，人民幣名義有效匯率升值45.62%，實際有效匯率升值55.75%。匯改后人民幣匯率的波動性進一步加大，這無疑將直接影響未來我國進出口貿(mào)易的走勢。

關于匯率與對外貿(mào)易的關系，國內(nèi)外學者已經(jīng)做了大量的研究?；趪H收支調(diào)節(jié)理論的馬歇爾―勒納條件（Marshall-Lerner Condition）認為：當出口商品的匯率彈性與進口商品的匯率彈性之和大于1時，本幣貶值有利于改善一國的國際收支；相反，當進出口商品的匯率彈性之和小于1時，本幣貶值會惡化一國的貿(mào)易收支。隨后的大量研究圍繞著馬歇爾―勒納條件的驗證展開。Rose（1991）利用1974年到1986之間的年度數(shù)據(jù)對5個主要OECD國家貿(mào)易收支的實證研究表明，實際有效匯率水平對貿(mào)易收支的影響并不顯著，馬歇爾―勒納條件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用協(xié)整方法研究了發(fā)展中國家的貿(mào)易彈性，結(jié)果表明大多數(shù)發(fā)展中國家的貿(mào)易彈性足夠大，貨幣貶值有利于改善貿(mào)易收支，馬歇爾―勒納條件成立②。Wilson（2001）通過分析貨幣貶值對馬來西亞、韓國和新加坡的貿(mào)易收支的影響，得出馬歇爾―勒納條件在這些國家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估計的面板向量協(xié)整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要貿(mào)易伙伴之間雙邊貿(mào)易的價格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示8個主要貿(mào)易伙伴國中僅有兩個國家滿足馬歇爾―勒納條件④。Sastre（2012）通過實證研究認為貶值有利于改善西班牙的貿(mào)易收支⑤。從已有的研究來看，匯率對國際收支的影響還沒有一致的結(jié)論。

學者們對人民幣實際有效匯率和中國進出口貿(mào)易也做了大量的研究，但研究結(jié)論差異較大。謝建國、陳漓高（2002）通過協(xié)整分析及沖擊分解，驗證人民幣匯率貶值對中國貿(mào)易收支的改善并沒有明顯影響，中國貿(mào)易收支短期主要取決于國內(nèi)需求狀況，而長期則取決于國內(nèi)供給狀況⑥。盧向前、戴國強（2005）利用1994―2003年月度數(shù)據(jù)對人民幣實際匯率與進出口貿(mào)易進行了實證分析，結(jié)果表明人民幣實際匯率波動對我國進出口存在著顯著的影響⑦。谷宇、高鐵梅（2007）認為在長期，人民幣匯率波動性對進口、出口的影響顯著不同，對進口表現(xiàn)為正向沖擊，對出口表現(xiàn)為負向沖擊；在短期，對進口、出口都表現(xiàn)為負向沖擊，但對進口的沖擊效應稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度數(shù)據(jù)建立和估計了VAR模型，研究發(fā)現(xiàn)中國的貿(mào)易平衡受到人民幣匯率變動的影響不大，主要影響為外部需求沖擊⑨。丁正良、紀成君（2014）建立VAR模型對1978―2012年中國經(jīng)濟增長、進出口貿(mào)易以及實際匯率進行實證研究，結(jié)果表明實際匯率貶值促進出口貿(mào)易，對進口貿(mào)易影響較弱；實際匯率與經(jīng)濟增長存在長期均衡關系⑩。楊凱文、臧日宏（2015）使用GARCH模型測算人民幣匯率波動，運用ARDL協(xié)整方法研究在現(xiàn)行匯率制度下人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應，研究結(jié)果表明人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易具有負面的傳導效應，國際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易會受到人民幣匯率波動的影響{11}。

國內(nèi)外學者從不同角度，利用不同的計量方法對匯率和進出口貿(mào)易的關系進行了研究，得出很多有價值的結(jié)論。但由于數(shù)據(jù)來源、模型建立、計量方法等方面的不同，所得結(jié)論并不相同，有的甚至截然相反。本文在國內(nèi)外研究的基礎上，采用2001年1月至2015年9月的月度數(shù)據(jù)作為樣本，研究實際有效匯率波動對中國進出口貿(mào)易的影響。與以往的研究相比，本文以月度數(shù)據(jù)代替年度數(shù)據(jù)與季度數(shù)據(jù)，建立向量誤差修正模型，且在構(gòu)建模型時加入外商直接投資這一變量，從而更好地評估實際有效匯率波動對進出口貿(mào)易的短期與長期影響。

二、模型的構(gòu)建和數(shù)據(jù)、變量的選取

1. 分析框架

考慮一個不完全替代模型，進口商品與出口商品均為非完全替代品。我們假定本國的進口需求M是本國的國民收入水平Y(jié)D、本國商品價格P、貿(mào)易伙伴國的出口商品價格PX*，人民幣名義匯率E的函數(shù)。本國的出口需求X是貿(mào)易伙伴國的國民收入水平Y(jié)W、本國出口商品價格PX、貿(mào)易伙伴國的商品價格P*、人民幣名義匯率E的函數(shù)。假定本國的出口商品價格PX等于本國的商品價格P，貿(mào)易伙伴國的出口商品價格PX*等于其國內(nèi)的商品價格P*。我們不考慮供給方面的影響，假定出口商品的供給彈性無窮大，則進出口貿(mào)易的函數(shù)可以表示為：

實際有效匯率REER（Real effective exchange rate）是對名義匯率進行物價調(diào)整后得到的匯率，反映了兩國貨幣的購買力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改寫為：

為了甄別外商直接投資（FDI）對中國進出口貿(mào)易的影響，我們進一步將FDI這一變量引入進出口方程，有：

本文將對模型（6）和模型（7）分別建立向量誤差修正（VEC）模型。

2. 數(shù)據(jù)和變量的選取

鑒于人民幣實際有效匯率和進出口貿(mào)易的短期波動性大，本文采用月度數(shù)據(jù)，樣本期為2001年1月至2015年9月。進出口月度數(shù)據(jù)來自EIU數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)進出口價格指數(shù)調(diào)整為定基數(shù)據(jù)。進出口價格指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)月度數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)2009年1-12月《中國對外貿(mào)易指數(shù)》各期進行了向前和向后的定基轉(zhuǎn)換為以2005年為100的定基數(shù)據(jù)。人民幣實際有效匯率REER來自國際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)庫。本文中，REER上升表示人民幣升值，REER下降表示人民幣貶值。FDI數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，由于缺乏GDP的月度數(shù)據(jù)，所以國內(nèi)收入水平Y(jié)D以工業(yè)增加值指數(shù)代替，工業(yè)增加值指數(shù)來自BVD的EIU數(shù)據(jù)庫。國外收入水平Y(jié)W是以美元衡量的實際的外國收入，由中國主要的出口貿(mào)易伙伴國的國民收入按照各國占中國出口貿(mào)易的權重加權得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口貿(mào)易伙伴國，即美國、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、新加坡、印度和澳大利亞。wi為貿(mào)易權重，根據(jù)IMF《國際貿(mào)易方向統(tǒng)計》各期貿(mào)易伙伴國占中國出口貿(mào)易的權重計算得出。Yi為各國的月度GDP，由各國季度GDP通過二次函數(shù)插值法計算得出。以上數(shù)據(jù)都轉(zhuǎn)換為以2005年為基期的定基數(shù)據(jù)，并采用X12加法模型進行季節(jié)調(diào)整后取自然對數(shù)，分別記為lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、實證檢驗結(jié)果與分析

由于進口、出口、國內(nèi)收入水平、國外收入水平、外商直接投資和人民幣實際有效匯率都具有內(nèi)生性，因此本文采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型進行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一種多變量數(shù)據(jù)分析方法。該模型不以經(jīng)濟理論為基礎，直接考慮時間序列中各經(jīng)濟變量間的關系，采用多個方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，模型的每一個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，進而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系。VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個數(shù)，k*k維矩陣Φ1，∧，Φp和k*d維矩陣H是待估計的參數(shù)，ξt為k維擾動向量。

VAR模型只有在變量是平穩(wěn)的條件下才是穩(wěn)定的。如果時間序列不平穩(wěn)，但變量之間存在協(xié)整關系，可以建立具有協(xié)整約束的VAR模型，即向量誤差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表達式為：

其中，ecm是誤差修正向量，反映變量之間的長期均衡關系。系數(shù)矩陣a反映了變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，系數(shù)矩陣Γi反映各個變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。VEC模型既衡量了變量之間的長期均衡關系，也反映了變量之間的短期變化。

1. 變量單位根及協(xié)整檢驗

在利用變量建立模型之前，需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用擴展的迪克―富勒（ADF）檢驗對lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果見表1。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕零假設。

由ADF檢驗可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分項是平穩(wěn)的時間序列。因此，所有的變量均為一階非平穩(wěn)的時間序列I（1）。它們之間可能存在著協(xié)整關系。Johansen在1988年及1990年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎的多變量協(xié)整檢驗方法，將所有的變量都視為內(nèi)生變量，相對于單變量協(xié)整模型而言，殘差更小，解釋力更強。我們對模型（6）和模型（7）分別進行協(xié)整檢驗，根據(jù)赤池信息準則（AIC）確定合適的滯后期。檢驗結(jié)果見表2、表3。

檢驗結(jié)果顯示，模型（6）和模型（7）都在5%的顯著性水平上拒絕沒有協(xié)整關系的零假設，并接受至多有一個協(xié)整向量的零假設。因此，模型（6）和模型（7）存在協(xié)整關系，且僅存在一個協(xié)整向量。

括號內(nèi)的數(shù)字為t統(tǒng)計量。進口協(xié)整方程顯示，長期內(nèi)，實際有效匯率會對進口形成正向的沖擊，匯率升值增加進口，匯率貶值減少進口，但這種影響并不顯著。國內(nèi)收入對進口產(chǎn)生正向的影響，外商直接投資對進口產(chǎn)生負向的影響，并且兩者在統(tǒng)計上都是顯著的。國內(nèi)收入和外商直接投資對進口的影響的彈性都大于1。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，實際有效匯率對進口的長期影響不顯著。我們認為主要有以下兩個方面的原因：一方面，進口主要受國內(nèi)需求的拉動。2001年以來，我國經(jīng)濟快速增長，年均增長率達到9.6%，國民收入水平大幅提高，拉動了對進口商品的需求，進口商品的需求受價格因素的影響較?。涣硪环矫?，我國的進口貿(mào)易主要以初級品和資本品的進口為主，這些產(chǎn)品的需求價格彈性小，因此匯率水平導致的進口價格變化對需求量的影響也較小。出口協(xié)整方程顯示，長期內(nèi)，實際有效匯率對出口形成負向的沖擊，國外收入和外商直接投資對出口形成正向的沖擊，并且統(tǒng)計上都是顯著的。這一結(jié)果表明，人民幣實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。由出口協(xié)整方程可以看出，國外收入的提高和外商直接投資的擴大對中國的長期出口也有顯著的正向促進作用。從變量的系數(shù)大小來看，匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響的彈性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，進出口與人民幣實際有效匯率、國內(nèi)收入或國外收入、外商直接投資之間存在著協(xié)整關系，我們可以在此基礎上建立VEC模型研究各變量之間動態(tài)的短期和長期關系，VEC模型的最優(yōu)滯后期根據(jù)赤池信息準則（AIC）確定，檢驗結(jié)果如表4所示。

從進口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，人民幣實際有效匯率和外商直接投資對進口產(chǎn)生負向沖擊，國內(nèi)收入對進口產(chǎn)生正向沖擊，并且這些影響都是顯著的。實際有效匯率在短期內(nèi)會對進口產(chǎn)生負向沖擊，匯率升值會抑制進口。匯率升值1個百分點，進口將在滯后兩期時減少1.2個百分點。國內(nèi)收入在滯后兩期對進口產(chǎn)生正向的影響，國內(nèi)收入上升增加進口需求，收入每增加1個百分點，進口將增加0.626個百分點。外商直接投資在短期對進口產(chǎn)生正向的影響，但影響較小，外商直接投資每增加1個百分點，進口增加0.08個百分點。這與外商直接投資對進口的長期影響方向相反，表明我國的外商直接投資短期內(nèi)會帶動相關設備、產(chǎn)品的進口，增加進口，而長期則會產(chǎn)生替代進口的作用。進口VEC模型表明，短期內(nèi)匯率對進口會形成負向沖擊，出現(xiàn)匯率升值抑制進口的現(xiàn)象，與谷宇、高鐵梅研究得出的結(jié)論相似。這一結(jié)論與傳統(tǒng)的國際經(jīng)濟學理論相悖。我們認為可以從以下兩個方面去解釋：一方面，匯率影響具有滯后性。匯率升值后，由于合同期的存在以及價格和市場的滯后反應，需要經(jīng)過一段時間的滯后才會對進口產(chǎn)生正向的影響。另一方面，這與市場的匯率升值預期有關。當市場存在升值預期時，理性的進口商會推遲進口，以獲得更多的利益。2001年以來，我國實際有效匯率升值幅度較大，市場的確普遍存在著人民幣升值的預期。此外，長期協(xié)整關系對短期進口貿(mào)易的調(diào)整非常微弱并且不顯著。

從出口VEC模型可以看出，短期內(nèi)，除了實際有效匯率對出口的影響是統(tǒng)計顯著外，國外收入和外商直接投資對出口的影響并不顯著。短期內(nèi)，匯率對出口形成負向沖簦匯率升值增加出口，匯率貶值減少出口。匯率的影響在滯后兩期才產(chǎn)生效果，匯率升值1個百分點，短期出口將下降1.315個百分點，低于長期中的出口匯率彈性，但大于短期的進口匯率彈性。國外收入的增加轉(zhuǎn)化為出口需求要經(jīng)過一段時間的時滯，因此短期內(nèi)不影響進口需求，長期會對進口需求有正向的影響。同樣，外商直接投資短期內(nèi)無法轉(zhuǎn)化為出口生產(chǎn)力，不影響出口；長期有促進出口的作用。當變量之間偏離長期均衡時，長期均衡關系對出口的短期波動的調(diào)整也是非常微弱的。

3. 匯率變化的脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR和VEC模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，觀察模型中的各變量隨著時間的推移對于沖擊是如何反應的。在VEC模型的基礎上，我們運用脈沖響應分析我國進口貿(mào)易、出口貿(mào)易受到國內(nèi)外收入水平、實際有效匯率、外商直接投資擾動時變動的方向與變動的范圍。

圖1顯示了我國進口貿(mào)易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的沖擊響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示進口對沖擊的反應。本期匯率的一個沖擊會對進口產(chǎn)生負向的影響，這種負向影響并沒有立即形成，從滯后兩期開始，在滯后三期達到最大值，并且此影響具有較長的持續(xù)效應。國內(nèi)收入沖擊會對進口貿(mào)易產(chǎn)生正向的影響，在滯后三期時達到峰值，并從第五期開始形成穩(wěn)定的正向影響。盡管收入的沖擊影響幅度較小，但影響的持續(xù)時間較長。外商直接投資對進口貿(mào)易會形成正向沖擊，沖擊在滯后兩期時達到最大值，然后逐步減弱，直至沖擊影響消失。從進口貿(mào)易的脈沖響應可以看出，進口主要受匯率和國內(nèi)收入的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于國內(nèi)收入的沖擊影響。

下圖2顯示了我國出口貿(mào)易對實際有效匯率、國外收入和外商直接投資的脈沖響應。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：月度），縱軸表示出口對沖擊的反應。從圖中可以看出實際有效匯率沖擊對出口會形成負向的影響，在滯后三期時達到最大值，且影響具有較長的持續(xù)效應。比較圖1和圖2可以看出，匯率沖擊對出口的影響要大于對進口的影響。國外收入沖擊對我國出口貿(mào)易短期內(nèi)幾乎沒有影響。外商直接投資會對我國出口形成正向的沖擊，在滯后兩期時形成最大的沖擊，且沖擊的影響時間較長，但沖擊的影響幅度較小。從出口貿(mào)易的脈沖響應看出，出口主要受匯率水平和外商直接投資的沖擊影響，且匯率的沖擊影響大于外商直接投資的沖擊影響。脈沖響應分析結(jié)果進一步證實了前文的結(jié)論。

四、結(jié)論及啟示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度數(shù)據(jù)，建立VEC模型分析了我國進出口貿(mào)易與實際有效匯率、國內(nèi)收入、外商直接投資的長期協(xié)整關系和短期動態(tài)關系，研究結(jié)果顯示：（1）在短期，實際有效匯率、國內(nèi)收入和外商直接投資對進口的影響都是顯著的。實際有效匯率對進口表現(xiàn)為負向沖擊，匯率升值減少進口，匯率貶值增加進口；國內(nèi)收入和外商直接投資對進口都表現(xiàn)為正向沖擊。在長期，實際有效匯率對進口產(chǎn)生正向沖擊，但并不顯著；國內(nèi)收入對進口產(chǎn)生正向沖擊；外商直接投資對進口產(chǎn)生負向沖擊。（2）在短期，實際有效匯率對出口表現(xiàn)為負向沖擊，即匯率升值減少出口，匯率貶值增加出口；國外收入和外商直接投資對出口沒有短期影響。在長期，實際有效匯率、國外收入和外商直接投資對出口的影響都是顯著的，實際有效匯率對出口產(chǎn)生負向沖擊，而國外收入和外商直接投資對出口產(chǎn)生正向沖擊。（3）人民幣實際有效匯率對出口的影響大于對進口的影響，出口的匯率彈性大于進口的匯率彈性。

本文的分析結(jié)果表明，無論在短期還是長期，人民幣實際有效匯率對進出口貿(mào)易的影響都是顯著的，尤其對出口貿(mào)易。實際有效匯率波動影響國際收支的路徑主要是通過影響出口而非進口，從實證分析結(jié)果來看，匯率貶值無論在短期還是長期都能增加出口，進而帶動國內(nèi)經(jīng)濟增長。實際有效匯率的升值將不利于中國出口的長期增長，相反，實際有效匯率的貶值則將促進中國出口的長期增長。一直以來，我國經(jīng)濟發(fā)展的外貿(mào)依存度很高，出口是拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一。在進出口出現(xiàn)雙降的2015年，我國的外貿(mào)依存度仍達到36.3%。在國內(nèi)經(jīng)濟下行壓力增大的情況下，人民幣匯率直接影響著我國的進出口貿(mào)易，關系著我國經(jīng)濟的持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展。人民幣實際有效匯率水平受名義匯率、價格水平、外部沖擊等多方面的影響，匯率的調(diào)整要綜合考慮國內(nèi)外多方面的因素，謹慎行事。

注釋：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

pp.301-316.

② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

⑤ L. Sastre， Simultaneity Between Export and Import Flows and the Marshall-Lerner Condition， Economic Modelling， 2012， 29（3）， pp.879-883.

⑥ 謝建國、陳漓高：《人民幣匯率與貿(mào)易收支協(xié)整研究與沖擊分解》，《世界經(jīng)濟》2002年第9期。

⑦ 盧向前、戴國強：《人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響：1994―2003》，《經(jīng)濟研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高鐵梅：《人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析》，《世界經(jīng)濟》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

篇8

1.1指標選擇與數(shù)據(jù)處理

本文在研究過程中選擇中國進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的指標。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國實施改革開放國策后的1980年至2014年的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2014年中國統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計和計量功能，第一步,對進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值這三個變量作變化趨勢分析；第二步，對進口總額、出口總額、出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值進行平穩(wěn)性檢驗；第三步，對進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的影響關系進行協(xié)整分析與格蘭杰因果關系檢驗。

1.2指標實證分析

1.2.1單位根檢驗。通過進行ADF檢驗可以對上述指標的單位根進行檢驗，不僅可以減少數(shù)據(jù)的誤差，還能規(guī)避偽回歸的出現(xiàn)，進而可以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)。ADF檢驗由以下三個模型組成：通過采用上述三個模型進行對采集的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果顯示：本文選取的三個變量在0.95的置信水平下均為非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關系檢驗。通常地，變更間的協(xié)整關系可以通過EG檢驗得到。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗法，分別對出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、進口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關系進行檢驗。結(jié)果顯示：對外貿(mào)易出口總額、對外貿(mào)易進口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間均長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，即進出口額對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用。1.2.3Glanger果關系檢驗。進一步地，通過構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準確的分析出對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿(mào)易比進口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的促進作用更顯著。

2研究結(jié)論

結(jié)合統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關系檢驗等實證過程，可以得出如下結(jié)論：在較短年份時期內(nèi)，中國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因是對外貿(mào)易（出口和進口）；在較長的年份期間，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易均與中國經(jīng)濟的增長保護穩(wěn)定的協(xié)整關系。進一步地對協(xié)整方程進行分析，結(jié)果顯示出口貿(mào)易和進口貿(mào)易均促進了中國經(jīng)濟的迅速增長，但是進口貿(mào)易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報告》中披露的研究結(jié)果是一致的,各個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長既依賴于對外貿(mào)易,而對外貿(mào)易的發(fā)達程度又取決于經(jīng)濟增長。二者相互作用，彼此影響。

3新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的若干建議

歷經(jīng)三十多年的改革開放，我國經(jīng)濟發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國際國內(nèi)形勢均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國上下認真思考“新常態(tài)”、盡快適應“新常態(tài)”，攻艱克難，努力在新常態(tài)的背景下做好各項工作更好的推進經(jīng)濟增長。鑒于此，結(jié)合本文的研究結(jié)論，就新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的提出兩點建議:

3.1擴大進口，調(diào)配出口，助力供給側(cè)改革

根據(jù)本文研究觀點，相較于出口，進口在促進經(jīng)濟增長方面更能發(fā)揮效用，所以應適度擴大進口。當然，要避免低水平的重復引進，重點是高新技術的進口，適應新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質(zhì)量效率、技術密集轉(zhuǎn)型，通過創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟快速增長。

篇9

一、文獻回顧

按照主體的不同，對國際投資和國際貿(mào)易的關系的研究可以分為兩大類。一類以東道國為主體，研究東道國外來投資和對外貿(mào)易之間的關系。這種研究除了母國和東道國之外涉及到第三國，投資和貿(mào)易之間的關系也相對疏松。另一類以母國為主體，研究母國對東道國投資與兩國貿(mào)易之間的關系。在此只涉及母國和東道國，投資與貿(mào)易之間的關系相對密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國際投資指對外直接投資，即fdi。

首先對國際投資與貿(mào)易關系進行研究的是1999年諾貝爾經(jīng)濟學獎得主mundell(1957)。mundell的研究以標準的古典國際貿(mào)易模型為基礎，通過嚴格的假定，得出了國際投資替代國際貿(mào)易的結(jié)論。在隨后的60年代，又有學者的研究支持了投資替代貿(mào)易的結(jié)論，其中較著名的是vernon(1966)的產(chǎn)品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿(mào)易只是一種轉(zhuǎn)化關系，只有在投資提早發(fā)生的情況下，才發(fā)生投資對貿(mào)易的替代，而在技術進步日益加快的條件下，新產(chǎn)品的生命周期不斷縮短，因此國際投資對國際貿(mào)易的替代越來越明顯。另一個研究來自于johnson(1967)。johnson認為，關稅導致的對外投資使不具有比較優(yōu)勢的進口替代部門獲得了發(fā)展，因此減少了對外貿(mào)易量。

70年代開始出現(xiàn)投資和貿(mào)易具有互補性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產(chǎn)要素流動和商品貿(mào)易可能既有替代關系也有互補關系。這一時期最著名的論著來自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強調(diào)國際分工的重要性，將對外投資和貿(mào)易統(tǒng)一在國際分工的基礎上，指出國際投資不是簡單的資本流動而是包括資本、技術、管理方式和人力資本的總體轉(zhuǎn)移。因此，對外投資應從本國處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進行，這就是本文所談邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略的理論基礎。按照小島清的理論，國際投資一方面可以通過相近水平的技術轉(zhuǎn)移把東道國的比較優(yōu)勢發(fā)掘出來，另一方面使母國集中資源開發(fā)新的技術并形成新的產(chǎn)業(yè)，因此將會擴大兩國的貿(mào)易。

無論是mundell的貿(mào)易與投資替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗(梁志成，2001)。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有計量方法與工具上的局限。20世紀80年代以來，貿(mào)易和直接投資的實證研究取得了突破性的進展，同時更多的研究成果證明投資與貿(mào)易之間具有互補關系。lipsey和weiss(1981)依據(jù)美國70年代的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對美國跨國企業(yè)在發(fā)展中國家所設立的子公司的生產(chǎn)和母公司的出口行為進行了研究，發(fā)現(xiàn)同類產(chǎn)品的子公司的年產(chǎn)量與母公司對這些國家的出口總量呈正相關關系。lipsey等人(1984)還進一步研究發(fā)現(xiàn)這種正相關或至少非負相關廣泛存在于美國近80%的產(chǎn)業(yè)部門中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素稟賦不對稱和規(guī)模報酬遞增的情況下，由于跨國公司的專有資產(chǎn)很難通過外部市場達成交易，就會存在大量的公司內(nèi)貿(mào)易和對中間產(chǎn)品的需求，對外投資將會帶動母國的出口貿(mào)易。ethier(1986)的研究給出了同樣的結(jié)論。grossman和helpman(1989)把產(chǎn)品的成長內(nèi)生化，證明了在一個動態(tài)的模型中國際化生產(chǎn)和貿(mào)易可以是同時擴大的。然而，markuson和svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了商品貿(mào)易和要素流動(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現(xiàn)為替代還是互補，依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作”還是“非合作”的問題。

90年代的研究延續(xù)了80年代的趨勢。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進一步證實了上述lipsey和weiss(1981)的結(jié)論，他們重點研究了美國80年代以來的情況，發(fā)現(xiàn)在整個時間跨度中出口與fdi一直保持著正相關關系。隨后gramham(1996)的研究也證實了這一點。pattie(1994)根據(jù)對外投資的動機不同將fdi分為市場導向型、生產(chǎn)導向型和貿(mào)易促進型3類，認為只有市場導向型fdi容易替代對外貿(mào)易，而后兩種類型投資則增加貿(mào)易。gray(1998)的研究得出了近似的結(jié)論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關系進行了分析，發(fā)現(xiàn)它們之間具有雙向的因果關系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個世界上最大引資國的出口和fdi的關系，其中有4個國家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個國家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關系。與此同時，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國際投資與國際貿(mào)易之間存在高度的相關性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結(jié)論，即在東道國存在貿(mào)易保護的情況下，fdi會替代母國的出口貿(mào)易。

2000年以后的研究以大量具體的實證研究為特征，且研究結(jié)果以fd!與貿(mào)易之間具有互補關系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國對外投資不是進出口變化的原因，對外投資對貿(mào)易總額的影響不明顯，而項本武(2005)得出的“中國對外投資是出口創(chuàng)造性和進口替代型”的結(jié)論對此給予了解釋。王洪亮和徐霞(2003)證明了日本對華直接投資和中日貿(mào)易之間的確存在著長期的互補關系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關系，但fdi和進口僅有單向的因果關系。王洪慶、張浩和朱榮林(2004)的研究表明，美國在華投資與對中國總進口、工業(yè)品進口之間存在雙向的因果關系，與工業(yè)品出口之間存在單向的因果關系，投資與出口以及中美的初級產(chǎn)品進出口之間均不存在因果關系。同時，王洪慶和朱榮林(2004)的研究表明，東盟對華直接投資積極地推動了中國與東盟貿(mào)易的發(fā)展，且投資對進出口貿(mào)易的貢獻率較高。李保明和劉震濤(2004)的實證結(jié)果顯示，兩岸貿(mào)易總額、大陸進口和出口均表現(xiàn)出關于臺商投資的顯著正相關性，這說明臺商投資對兩岸貿(mào)易具有顯著的促進作用。此外，stone和jeon(2000)研究認為貿(mào)易與海外直接投資之間為互補關系，且兩者之間貿(mào)易更傾向于為主導因素；韓國學者lim和moon(2001)證明，當發(fā)達國家向不發(fā)達國家投資，而投資是新設立的或者投資產(chǎn)業(yè)在母國是夕陽產(chǎn)業(yè)時，fdi和貿(mào)易之間是正相關關系；blonigen(2001)深入到產(chǎn)品層次進行了分析，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易和fdi之間既有替代也有互補的關系，而且替代效應的發(fā)生不是逐步的，而是短時間急劇變化的。

基于本文研究的側(cè)重，在此再對邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略和小島清的邊際優(yōu)勢理論進行進一步的說明。邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略的概念來源于小島清的邊際優(yōu)勢理論，但應該注意的是，邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略所代表的經(jīng)濟行為早已存在，只是由小島清概括出來。邊際優(yōu)勢理論更多地是一種國際投資理論，但因為它把國際投資和國際貿(mào)易在同一基礎上進行分析，所以對投資和貿(mào)易的關系也給予了研究。同時也正因為它側(cè)重于國際投資的研究，對兩者關系的研究也并不全面。按照邊際優(yōu)勢理論，對外投資應該從國內(nèi)處于邊際優(yōu)勢即相對劣勢的產(chǎn)業(yè)開始，而處于相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)則進行對外貿(mào)易。按照小島清的分析，對邊際產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品需求應通過向海外投資的企業(yè)進口來實現(xiàn)。所以，小島清論述的投資與貿(mào)易的關系也更多地是母國投資與進口之間的關系，這是一種單向的正相關關系。但與此同時，小島清也論述了兩國生產(chǎn)可能性邊界的擴張和貿(mào)易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關系，這同樣是單向的正相關關系。但是，基于邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略，對投資和貿(mào)易之間的關系作這樣的理解還遠遠不夠，況且如上所說，小島清的理論是基于對現(xiàn)象的描述與分析，沒有通過計量方法得到實證檢驗，而本文將在上述方面給予補充和進一步的研究。

二、日本對東亞投資和貿(mào)易的歷史進程及兩者關系的描述

二戰(zhàn)以后至20世紀60年代，通過美國的幫助和自身的經(jīng)濟改革，日本經(jīng)濟得以恢復并實現(xiàn)了高速增長。而正是在60年代以后，很多東亞國家和地區(qū)(主要是亞洲“四小”、東盟四國和中國)紛紛實現(xiàn)了經(jīng)濟起飛和長期快速發(fā)展，使東亞地區(qū)成為了世界經(jīng)濟發(fā)展的熱點，以至于使人將這種發(fā)展狀態(tài)稱為“東亞奇跡”。很久以來，對“東亞奇跡”的研究存在著大量的各種形式的成果。在這些成果中，我們不難發(fā)現(xiàn)兩個最受人關注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過這兩種模式的論述，可以發(fā)現(xiàn)，先期發(fā)展起來的日本對上述東亞國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國家和地區(qū)對日本經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)驗的借鑒和模仿，因而東亞模式被認為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時東亞模式更多地強調(diào)了貿(mào)易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本與這些東亞國家或地區(qū)的國際分工關系，強調(diào)了日本對這些國家和地區(qū)的投資(尤指直接投資)的重要性。所以，東亞模式和雁行模式的研究都說明了日本與這些東亞國家或地區(qū)的經(jīng)濟聯(lián)系在“東亞奇跡”中的關鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對東亞國家或地區(qū)的投資和貿(mào)易之間的關系反映了東亞模式和雁行模式的本質(zhì)聯(lián)系。

如上所述，本文采用的作為日本投資和貿(mào)易對象的東亞國家和地區(qū)是亞洲“四小”、東盟四國和中國，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國家或地區(qū)與日本有更強的經(jīng)濟聯(lián)系，因此也具有更好的代表性。在此不再對日本與這些國家或地區(qū)的雙邊關系下的數(shù)據(jù)進行描述，而是對日本與這些國家和地區(qū)的總體之間的數(shù)據(jù)及其表示的關系進行研究。這是因為，東亞作為一個密切聯(lián)系的整體，日本與這些國家和地區(qū)的雙邊經(jīng)濟聯(lián)系往往會延伸到第三方，在此意義下，單獨描述日本與一方的經(jīng)濟聯(lián)系并不比描述日本對其他東亞國家和地區(qū)的總體的經(jīng)濟聯(lián)系有更好的解釋力。而且，后者讓我們保持了與后面研究的連貫性。

圖1顯示了日本對上述東亞國家和地區(qū)的投資和貿(mào)易(出口和進口)自1965—2003年的變化趨勢。不難看出，無論投資、出口和進口都保持了長期快速增長的態(tài)勢。同時，圖1也顯示了投資和貿(mào)易(出口和進口)之間很好的相關性，但是這種相關性只延續(xù)到1997年。1997年對3種數(shù)據(jù)來說都是一個波峰，相對于1997年，這3種數(shù)據(jù)在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進口狀況在短期內(nèi)得到恢復，而投資始終(截至2003年)沒有恢復到1997年的水平。我們知道，1997年發(fā)生了舉世聞名的東亞金融危機，因此不難理解，日本的投資戰(zhàn)略發(fā)生了重大調(diào)整，使相關數(shù)據(jù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，這在后面的檢驗中也得到了證明。

三、數(shù)據(jù)分析和模型設定

(一)數(shù)據(jù)說明

本文日本對上述東亞國家和地區(qū)的投資、出口和進口的數(shù)據(jù)均來自日本總務省統(tǒng)計局網(wǎng)站的統(tǒng)計資料，這些數(shù)據(jù)是以日本與單一國家或地區(qū)的統(tǒng)計值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數(shù)據(jù)進行了加總。對于出口和進口，1985年(含)以前的數(shù)據(jù)單位為百萬日元，之后的數(shù)據(jù)單位為十億日元。為了統(tǒng)一單位，本文將1985年(含)以前的數(shù)據(jù)單位轉(zhuǎn)化為十億日元，并作了四舍五入處理。對于投資，原始數(shù)據(jù)的單位為百萬美元，本文將之乘以匯率并將單位轉(zhuǎn)化為十億日元，并同樣作了四舍五入的處理。其中，匯率數(shù)據(jù)來源于世界貨幣基金組織(imf)數(shù)據(jù)庫，匯率為年終值。

(二)斷點檢驗

在上面日本對東亞投資和貿(mào)易的歷史進程的描述中我們看到，發(fā)生金融危機的1997年，投資和貿(mào)易的金額開始了大幅度減少，在之后的幾年中，出口和進口得到了恢復，而投資卻延續(xù)了下降的趨勢。這似乎顯示，相對于1997年(含)以前，日本對東亞投資和貿(mào)易之間的關系發(fā)生了變化。下面對此給以檢驗，即斷點檢驗(chow breakpoint test)。既然投資相對于出口和進口之間的關系發(fā)生了變化，我們的檢驗依據(jù)投資為因變量、出口和進口為自變量的單方程模型來進行。根據(jù)斷點檢驗的原理，考察在1997年前后投資與出口和進口的關系是否發(fā)生了變化，即考察出口和進口的系數(shù)是否發(fā)生了變化。檢驗結(jié)果如下(見表1)。

通過表1的檢驗結(jié)果顯示，無論是通過f檢驗法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無斷點”的原假設。也就是說，在1997年的前后，投資相對于出口和進口發(fā)生了趨勢變化，或者說，投資與出口和進口之間的關系發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。因此，本文對邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略下投資和貿(mào)易關系的研究采用1997年(含)以前的數(shù)據(jù)。

(三)單位根檢驗

由于經(jīng)濟數(shù)據(jù)一般具有長相關性，上述3種數(shù)據(jù)可能存在單位根，也就是說它們的時間序列可能是非平穩(wěn)的。為了避免由于數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性帶來的偽回歸，下面對3種數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。

根據(jù)adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗的要求，最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的選擇主要依據(jù)aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)兩個準則，如果兩者一致則選擇一個最優(yōu)滯后階，不一致則選擇兩個。本文首先是對水平(1evel)數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，而后對一階差分數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，但基于文章篇幅的考慮，檢驗結(jié)果合并于一表中(見表2)。

通過表2的單位根檢驗結(jié)果可以看出，投資、出口和進口的水平數(shù)據(jù)都存在單位根。為了確定變量的單整階數(shù)，本文對投資、出口和進口的一階差分數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。同樣從表2可以看出，投資、出口和進口的一階差分數(shù)據(jù)不存在單位根。由此也說明，上述投資、出口和進口的水平數(shù)據(jù)為一階單整或（1）過程。

（四）模型設定

由于本文研究的是日本對東亞投資與其對東亞出口和進口兩個方面的關系，即要驗證投資與出口之間和投資與進口之間是否存在因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法(granger causality test)作為主要研究手段。

根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗法，可以認為有關投資(fdi)、出口(ex)和進口(1m)的預測信息全部包含在這些變量的時間序列中。格蘭杰因果關系檢驗的原理是判斷某些變量的信息是否能改進對其他變量的預測，具體到本文，即為檢驗過去的投資、出口或進口是否會對未來的出口、進口或投資有影響?？梢酝ㄟ^估計var模型來實現(xiàn)這一目的。對于本文的研究，有兩種var模型可供選用：一種是直接表示投資與出口或投資與進口的關系的兩變量的var模型；另一種是在考慮到另一變量影響的條件下綜合反映兩變量(投資與出口或投資與進口)關系的三變量的var模型。筆者認為，在考慮到其他變量影響的條件下來考察兩個變量的關系更加符合本文研究的實際。因此，本文模型設定如下：

    其中，fdi、ex、im分別代表日本對東亞的投資、出口和進口，α、β、γ為不同變量的系數(shù)，u1t、u2t、u3t為隨機擾動項，t表示時間。檢驗投資對出口是否具有格蘭杰因果關系，即檢驗β1i和β2i是否全不顯著；檢驗投資對進口是否存在格蘭杰因果關系，即是檢驗γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗日本對東亞出口和進口之間是否存在因果關系，但這不是本文的主要研究對象，因此只做附帶性的考察。

四、經(jīng)驗結(jié)果及相關分析

根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗的原理，我們應該首先進行上述var模型的參數(shù)估計，而在此之前一項重要的工作是進行最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的確定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的確定過程而僅顯示其結(jié)果，即：

 

由日本對東亞的投資、出口和進口組成的var模型的最優(yōu)滯后階為6。在此基礎上，我們進行var模型的參數(shù)估計。同樣基于篇幅的考慮，估計結(jié)果不再列出。下面，我們對var模型的參數(shù)估計結(jié)果進行f檢驗，即得到如下格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果(見表3)。

通過表3可以看到：(1)可以在10%的顯著性水平上拒絕“投資不是出口的原因”的原假設，所以投資是出口的原因，但不能拒絕“出口不是投資的原因”的原假設，所以出口不是投資的原因，因此，投資對出口具有單向的因果關系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進口的原因”的原假設，所以投資是進口的原因，同時，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進口不是投資的原因”的原假設，所以進口也是投資的原因，因此，投資與進口具有雙向的因果關系；(3)從程度的比較來看，投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

此外，通過表3還可以發(fā)現(xiàn)，出口是進口的原因，但進口不是出口的原因，出口對進口具有單向的因果關系。這并非是本文關注的問題，但與此相關有一個問題值得關注和解釋：出口是進口的原因，進口是投資的原因，那么是否能推論出出口也是投資的原因，如果能如此推論，則和前面得出的結(jié)論相矛盾。如何對此給以解釋呢？當然，答案是不能做此推論。這是因為，與日本對東亞出口相關聯(lián)的進口是對一些在日本居于相對優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的具有較高科技含量的產(chǎn)品的進口，這部分進口構(gòu)成日本出口生產(chǎn)要素的需求；而與日本對東亞投資相關聯(lián)的進口是對一些在日本居于邊際優(yōu)勢(即相對劣勢)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品進口，這些產(chǎn)業(yè)盡管在日本有需求但由于生產(chǎn)成本或經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素而無法生產(chǎn)，因而構(gòu)成了對外投資。所以，出口推動的進口和推動投資的進口不具有相同的內(nèi)容，因此上述推論不成立。但是，這個不成立的推論更深刻地說明了本文研究的邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略下日本對東亞投資與出口和進口之間的關系。

五、結(jié)論和相關研究展望

本文的研究證明，在邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略下，對外投資與本國出口和進口之間存在如下關系：(1)對外投資推動本國出口的增加，本國出口對本國對外投資沒有作用或作用不明顯；(2)對外投資推動本國進口的增加，本國進口同樣推動本國對外投資的增加；投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

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1.1 對外貿(mào)易現(xiàn)狀

據(jù)老撾工貿(mào)部統(tǒng)計，2012年，老撾對外貿(mào)易總金額達42.63億美元，同比下降0.9%。其中，出口16.96億美元，下降16.3%；進口25.67億美元，增長7.8%。縱觀全年，老撾對外貿(mào)易主要呈現(xiàn)以下幾方面情況：

（一）進出口總額與上年基本持平。近年來，老撾對外貿(mào)易總體保持增長態(tài)勢，2012財年老撾對外貿(mào)易同比基本持平，略有下降。

（二）貿(mào)易逆差大幅度增加。2012財年，老撾對外貿(mào)易逆差8.71億美元，貿(mào)易逆差大幅增加，主要原因是國內(nèi)消費、項目帶動的車輛、工業(yè)用商品及糧食等進口增加。

（三）主要出口商品。礦產(chǎn)品出口8.13億美元，電力出口2.54億美元，農(nóng)產(chǎn)品出口1.77億美元，礦石出口1.69億美元，工業(yè)產(chǎn)品出口1.61億美元等。

（四）主要進口商品。各類車輛（包括飛機、摩托車）及零配件進口5.54億美元，燃油燃氣進口4.70億美元，建材進口3.91億美元，工業(yè)用品進口3.61億美元，電器進口1.92億美元，糧食進口1.41億美元，電子器材進口1.20億美元等。

1.2 外商投資現(xiàn)狀

2013年老撾加入世界貿(mào)易組織成功，為了2015年準備加入東盟經(jīng)濟共同體 （ASEAN Economic Community）老撾改變了很多貿(mào)易和投資的規(guī)則，改善該國的基礎設施尤其是交通運輸?shù)陌l(fā)展，因為老撾經(jīng)濟不斷發(fā)展壯大和預計在2013年至2014年的增長速度是8%。1989年至2012年根據(jù)規(guī)劃和投資部提供的數(shù)據(jù)，外商直接投資（FDI）最大的國家是越南，有429項目，價值49，13億美元，第二是泰國有742項目，價值40，82億美元。

2.老撾的國際貿(mào)易與國際投資的實證檢驗

本文主要利用協(xié)整分析和Granger非因果檢驗方法來探討老撾國際貿(mào)易與國際投資的相互關系。所謂“協(xié)整關系”，指若兩個或兩個以上變量的值呈現(xiàn)非平穩(wěn)，但他們的某種線性組合卻呈現(xiàn)的平穩(wěn)性。同時，本文進一步用Granger非因果檢驗方法來檢測各相關變量之間在數(shù)據(jù)方面的波動性，從實證角度來論證老撾國際進出口沒貿(mào)易與投資之間的相互關系，從而得出論文國際貿(mào)易與國際投資的相互關系。在實證分析中，本文選取外商直接投資流量（y）、老撾年進口額（x1）、老撾年出口額（x2）以及凈進口額（x3）進行分析。

2.1數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)為2001——2010年的時間序列，來源于老撾工貿(mào)部和國家數(shù)據(jù)統(tǒng)計局，所設計模型的樣本容量為10個。

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    總體而言,在國家層面上的經(jīng)驗研究都支持我國工業(yè)部門對外貿(mào)易能夠拉動就業(yè)增長,出口和進口對就業(yè)增長的拉動在不同時期具有不同的效應。楊玉華利用中國1978年~2004年的工業(yè)部門數(shù)據(jù),借鑒并使用附加了貿(mào)易變量的C-D生產(chǎn)函數(shù)進行計量檢驗,得出結(jié)論認為,1978年~2004年間,出口對就業(yè)的拉動作用呈現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢;同時,進口對就業(yè)的沖擊也呈現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢。[1]而若從貿(mào)易總量上看,根據(jù)蔣荷新的研究,國際貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用呈遞減趨勢。出口拉動就業(yè)、進口沖擊就業(yè)的效應不僅可以在工業(yè)部門總體上得到驗證,在分部門的檢驗中也同樣成立。[2]盛斌、牛蕊檢驗了1997年~2006年中國工業(yè)部門貿(mào)易流量對就業(yè)的影響,認為對不同技術水平的工業(yè)部門而言,出口總是拉動就業(yè),進口總是對就業(yè)造成沖擊。[3]明娟等人通過系統(tǒng)GMM方法對2001年~2008年的制造業(yè)數(shù)據(jù)進行檢驗,結(jié)論是制造業(yè)出口每增加1%,將引起制造業(yè)吸納就業(yè)增加0.1%。盡管如此,不同技術水平工業(yè)部門的國際貿(mào)易對就業(yè)影響的差別仍然值得重視。[4]葉霖莉使用廣義矩估計法對2001年~2008年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行了檢驗,結(jié)果顯示技術程度越高的工業(yè)部門,出口貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用越大,而進口貿(mào)易對就業(yè)的沖擊越小。[5]在總量的研究中有兩個方向性的問題值得探討:第一,貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用是否存在階段性差異;第二,進口貿(mào)易對就業(yè)是否只存在沖擊效應。對于第一個問題,研究者多是以中國加入世界貿(mào)易組織為階段劃分依據(jù),并且在實證檢驗中得到一定證據(jù),如蔣荷新、[2]溫懷德和譚晶榮[6]的研究。對于第二個問題,王燕飛、蒲勇健認為,在考慮經(jīng)濟增長和資本積累的情況下,工業(yè)品進口對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)造成沖擊,但對總體就業(yè)表現(xiàn)為拉動效應。[7]喻美辭做了更為深入的研究,認為中國從發(fā)達國家的進口存在一定的R&D溢出效應,這種效應增加了整個制造業(yè)部門的就業(yè),但是受到本土企業(yè)技術吸收能力和投資回報周期的影響,進口對就業(yè)拉動效應的顯現(xiàn)存在一定的時滯。[8]

    (二)區(qū)域或省級層面上的研究

    研究國際貿(mào)易對就業(yè)的影響在空間上的差別,目的是能夠有助于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移背景下區(qū)域貿(mào)易政策的制定。李永杰、張華初對1979年~2006年廣東省的數(shù)據(jù)進行了檢驗,得出結(jié)論認為,廣東省出口每增加1%,其城鎮(zhèn)就業(yè)就將增加0.76%,而進口每增加1%,其城鎮(zhèn)就業(yè)將減少0.77%。[9]盡管這一結(jié)論和其他學者關于全國或者其他地區(qū)的研究存在數(shù)量上的差別,但結(jié)論在定性上并沒有顯著不同,類似的結(jié)論可見于李永杰、劉欣[10]和黃菊英、蒙西燕[11]的研究。張亞斌、王穎把湖南省進口貿(mào)易對就業(yè)造成沖擊的原因歸結(jié)為該省以勞動密集型為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。[12]溫懷德、譚晶榮認為,東部地區(qū)出口對就業(yè)拉動作用在減小,而加入WTO后中西部地區(qū)的出口對就業(yè)存在顯著的促進作用,因此主張出臺鼓勵相關外貿(mào)企業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移的政策。[6]

    二、服務業(yè)部門國際貿(mào)易對就業(yè)的影響

    按照發(fā)達國家的經(jīng)驗,尤其是美國、英國、德國所顯示出來的經(jīng)驗,在工業(yè)化完成以后,服務經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的重要性會顯著上升,服務業(yè)的產(chǎn)出值占GDP的比重以及服務業(yè)吸納就業(yè)量占全部就業(yè)量的比重都將出現(xiàn)大幅度提高,同時服務貿(mào)易額的增速及其在對外貿(mào)易額中的比重也將凸顯。這樣,在中國逐步向工業(yè)化后期過渡的進程中,研究服務貿(mào)易及其對就業(yè)的影響就顯得十分必要和緊迫。我國目前有關服務貿(mào)易對就業(yè)影響的實證研究結(jié)論存在較大差異。周申、廖偉兵以中國加入世貿(mào)組織的時間為界,對中國1997年~2000年和2001年~2004年兩個階段的數(shù)據(jù)進行檢驗,認為服務貿(mào)易總體上對就業(yè)有拉動效應,服務進口偏向資本密集型部門,對就業(yè)產(chǎn)生了沖擊效應。[13]趙成柏對1982年~2006年的數(shù)據(jù)進行了檢驗,認為服務貿(mào)易與就業(yè)之間存在長期的均衡關系,服務出口每增加1%,就業(yè)量將增加0.338%;但與工業(yè)對外貿(mào)易不同,服務的進口也對就業(yè)有拉動效應,但比工業(yè)進口的就業(yè)拉動效應要弱得多,其原因被推定為中國服務貿(mào)易主要集中于傳統(tǒng)服務部門。[14]范愛軍、李菲菲對1982年~2010年的數(shù)據(jù)進行了協(xié)整分析,認為服務貿(mào)易進口每增加1%,就業(yè)量將增加0.069%,這高于服務出口的拉動效應(0.039%)。[15]這些研究結(jié)論存在差異可能是數(shù)據(jù)選擇及統(tǒng)計口徑的不同。同時也要認識到,中國2001年12月加入世界貿(mào)易組織,履行開放服務貿(mào)易領域的承諾需要一段時間的政策調(diào)整,相關的效應顯現(xiàn)可能也存在一定的滯后期,因而分析短期數(shù)據(jù)未必能夠甄別經(jīng)濟運動的真實邏輯。就中國“入世”在服務貿(mào)易領域的具體承諾來看,現(xiàn)代服務業(yè)部門是開放的主要領域,而在中國現(xiàn)有的勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)下,有限度地開放這些領域?qū)傮w就業(yè)所造成的沖擊應該是比較小的,而進口高端服務所產(chǎn)生的外部效應完全有可能拉動就業(yè)以更大的幅度增長。

    三、國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

    國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)的影響可以從兩個層次上來考察:其一,工業(yè)或服務業(yè)內(nèi)部不同行業(yè)對外貿(mào)易量的變化(即工業(yè)或服務業(yè)內(nèi)部對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化)對就業(yè)產(chǎn)生的影響;其二,三次產(chǎn)業(yè)綜合對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化對就業(yè)的影響。周申、楊春梅對1992年~2003年的數(shù)據(jù)進行了檢驗,結(jié)果顯示,在考察期內(nèi),資本密集品出口對就業(yè)的拉動效果顯著低于勞動密集品出口對就業(yè)的拉動,這樣在資本密集品出口所占比重增加的情況下,出口貿(mào)易的整體就業(yè)拉動能力會下降;綜合來看,在考察期內(nèi),純貿(mào)易結(jié)構(gòu)引起的就業(yè)下降超過3000萬人。因此,研究者主張注重發(fā)展勞動投入系數(shù)較大的行業(yè)。[16]范愛軍、劉偉華檢驗了出口貿(mào)易對勞動力跨產(chǎn)業(yè)流動的作用,認為從長期看,出口貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)有沖擊效應,從而出口貿(mào)易實際上推動了第一產(chǎn)業(yè)勞動力的流出,但流入第三產(chǎn)業(yè)的勞動力主要來自于第二產(chǎn)業(yè),這樣第二產(chǎn)業(yè)實際上形成了對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的負擾動。[17]王燕飛、蒲勇健認為,1980年~2006年間,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)影響不顯著,但促進了第二、第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè);更進一步,對外貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級總體上有利于促進農(nóng)村勞動力向城市第二產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。[7]闞大學對1985年~2006年的數(shù)據(jù)進行了測算,結(jié)果顯示,2003年以后,第一產(chǎn)業(yè)對就業(yè)產(chǎn)生沖擊效應,第二產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的勞動就業(yè)效應在減弱,第三產(chǎn)業(yè)的平均貿(mào)易就業(yè)彈性高于第一產(chǎn)業(yè),所以第三產(chǎn)業(yè)國際貿(mào)易對拉動就業(yè)仍有重要意義。在此基礎上,研究者主張應積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)貿(mào)易。[18]國內(nèi)關于貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究,在理論上其實并未超出配第-克拉克定理所包含的范疇。在開放條件下,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動勢必影響到貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動,這樣內(nèi)涵于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的就業(yè)結(jié)構(gòu)變動必然與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動相關聯(lián)。從國內(nèi)現(xiàn)有文獻來看,研究結(jié)果基本上支持了以下觀點,即貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實際上推動了勞動力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,因而綜合性的政策主張是積極發(fā)展低技術、勞動投入系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易,從而實現(xiàn)增加就業(yè)的目標。需要指出的是,中國的勞動力流動受勞動者收入、地域、政策等諸多方面的限制,在這種現(xiàn)實條件下,部分研究中利用貿(mào)易結(jié)構(gòu)偏離度指標來分析就業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關系,這一方法是必須謹慎對待的。

    四、貿(mào)易模式對就業(yè)的影響

    加工貿(mào)易因其規(guī)模巨大、涉及就業(yè)人數(shù)眾多而在中國對外貿(mào)易中占有舉足輕重的地位。隨著中國經(jīng)濟實力和民族工業(yè)技術能力的不斷提升,加工貿(mào)易因其“兩頭在外”、利潤攤薄而面臨轉(zhuǎn)型升級的壓力。但不可回避的是,加工貿(mào)易對積累貿(mào)易盈余和解決低技術勞動就業(yè)有著突出的作用,尤其是其就業(yè)吸納效應對解決中國當前所面臨的就業(yè)問題更具現(xiàn)實意義。在國內(nèi)已有的文獻中,研究貿(mào)易模式對就業(yè)影響的文章較少,并且?guī)缀醵际且约庸べQ(mào)易為研究對象。王懷民認為中國勞動力成本和商務成本的提高使得東南沿海地區(qū)的加工貿(mào)易逐漸失去比較優(yōu)勢,在外部需求因西方經(jīng)濟危機等影響而減少的背景下,加工貿(mào)易的發(fā)展愈加艱難,所以主張適時地促進加工貿(mào)易企業(yè)及其配套產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,以進一步降低其成本。[19]喬晶、劉星對2000年~2008年的省際面板數(shù)據(jù)進行分析后認為,加工貿(mào)易出口利用外部需求擴大市場帶動就業(yè),并且拉動了關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的就業(yè),但隨著中國加工貿(mào)易企業(yè)的技術升級與轉(zhuǎn)型升級,加工貿(mào)易出口對就業(yè)的拉動作用在減弱;加工貿(mào)易進口主要是指企業(yè)從發(fā)達國家進口先進的機械設備,這會引致勞動節(jié)約型技術進步,從而對就業(yè)造成沖擊,隨著我國技術消化能力的增強,這種負面影響在弱化。[20]童永霞對中國東、中、西部15個省市近年的加工貿(mào)易與就業(yè)數(shù)據(jù)進行了分析,結(jié)果顯示,西部的加工貿(mào)易就業(yè)效應最突出,貿(mào)易就業(yè)彈性為0.985,高于中部(0.92)和東部(0.96),其原因被推定為西部地區(qū)的加工貿(mào)易更加偏向于勞動密集型行業(yè),因而就業(yè)拉動效應顯著。[21]

    五、貿(mào)易開放度對就業(yè)的影響

篇12

中-非間經(jīng)貿(mào)合作自2000年以來有了迅猛發(fā)展。中國成為非洲最大的貿(mào)易伙伴國和主要的投資國，中國的發(fā)展正以多種渠道影響著非洲國家。但同時，西方國家對中非的這種密切聯(lián)系提出了很多批判性的言論，如 “以貸款和投資換資源”，新型的資源掠奪和殖民主義。本文主要關注中-非貿(mào)易問題，分析相比西方國家而言，非洲同中國的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易是否更能促進當?shù)亟?jīng)濟增長。

通過觀察非洲的貿(mào)易數(shù)據(jù)可知，非洲主要的進口對象分別來自美國、歐洲和中國。本文根據(jù)UNcomtrade中的貿(mào)易數(shù)據(jù)，并根據(jù)Lall（2000）年的文章中提到的按照技術含量水平將SITC03版的三位數(shù)編碼商品分類為資源密集型產(chǎn)品、勞動密集型產(chǎn)品、資本密集型產(chǎn)品和技術密集型產(chǎn)品，其中資源型產(chǎn)品包括農(nóng)產(chǎn)品、金屬礦產(chǎn)等未加工的原材料；勞動型產(chǎn)品主要是像紡織品、玩具、金屬鑄件等技術含量偏低的加工品；資本型產(chǎn)品的技術含量偏高，如汽車及配件、化工制品、鋼鐵機械等；而技術型產(chǎn)品的技術含量最高，產(chǎn)品如辦公自動設備、電信設備、醫(yī)藥、航空等。

根據(jù)分類數(shù)據(jù)，非洲國家從不同貿(mào)易伙伴國進口各類商品的比重的變化情況如表1所示。

從表中可以看出，非洲國家主要從中國進口勞動密集型產(chǎn)品，而從美國和歐洲國家主要進口資本型和技術型產(chǎn)品，但由2000年到2010年的發(fā)展趨勢來看，非洲從中國進口資本品和技術品的份額在穩(wěn)步上升，而從其他國家的進口比重卻逐年下降。尤其是技術密集型產(chǎn)品，在2010年已經(jīng)超過了美英法德等發(fā)達國家的份額，成為非洲進口技術型產(chǎn)品的主要來源國。

文獻回顧

對于中國和非洲之間貿(mào)易的日趨緊密關系，我們會自然想到兩個問題：首先，為什么會出現(xiàn)如此迅速的增長，特別是在技術含量相對高的產(chǎn)品類別上的貿(mào)易量增長。其次，這種貿(mào)易關系的發(fā)展對貿(mào)易雙方會造成怎樣的影響。

到目前為止，學術界的研究主要集中在第二個問題上，如Asche & Schuller（2008）、Alden（2007）指出盡管存在著區(qū)域間和部門間的差別，中國對非洲國家在國際收支平衡、儲蓄率、經(jīng)濟增長率、投資水平等方面都具有正向的影響。與此同時，關于不同類別的中-非商品貿(mào)易的影響的實證研究還很少， Edward & Jenkins（2005）等基于行業(yè)層面的研究，得出除少數(shù)行業(yè)外，非洲國家從中國進口對非洲當?shù)仄髽I(yè)有很小的負面影響。

在國際貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的理論模型方面，目前有大量“南北”之間關于貿(mào)易產(chǎn)生技術溢出效應的研究，如Krugman（1979），Grossman and Helpman（1991）等。另一類研究關注進口能產(chǎn)生的替代效應，Young（1993）用Dixit_Stiglitz生產(chǎn)函數(shù)計算這種替代和互補效應；Xie（1999）延續(xù)這種思想并構(gòu)建一個“南南”的貿(mào)易模型，指出只有當技術差異在一定范圍以內(nèi)時，欠發(fā)達國家才能從發(fā)達國家進口所產(chǎn)生的替代效應中獲益，否則欠發(fā)達國家會更偏向于從與他技術差異不大的發(fā)展中國家進口。

本文在Xie（1999）南-南貿(mào)易模型的基礎上，利用2000-2010年的面板數(shù)據(jù)，從實證角度研究非洲與中國及主要發(fā)達國家（美國、法國、英國和德國）的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易對本地區(qū)各國經(jīng)濟增長的影響。

實證模型：動態(tài)面板模型

結(jié)合理論模型，初步構(gòu)建存在時間固定效應的動態(tài)面板回歸模型（DPD）：

其中gdpit 表示非洲各國經(jīng)濟增長率，考慮到經(jīng)濟增長存在一定慣性， trend表示時間固定效應。上標CN、US、UK、FR和GE分別表示中國、美國、英國、法國和德國，trade表示五個國家與非洲各國四種不同類型的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易（即技術密集型、資源密集型、勞動密集型和資本密集型），uit 是模型的殘差項。

Hansen（1982）提出的對于面板數(shù)據(jù)的廣義矩（Generalized Method of Moments，GMM）估計方法并不要求對模型殘差有過多的假設，只要求模型滿足一組矩條件即可。對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（DPD），采用OLS或ML估計方法估計得到的結(jié)果都在一定程度上存在偏倚和組內(nèi)估計量不一致的問題，而采用GMM估計則可以得到DPD模型的一致估計量。而對于DPD模型，一般將工具變量估計（IV）和GMM估計相結(jié)合，因此在GMM估計中一個關鍵環(huán)節(jié)是工具變量的設定。工具變量主要是為了解決變量內(nèi)生性的問題。

數(shù)據(jù)選取和模型設定

（一）數(shù)據(jù)選取

根據(jù)第一節(jié)的回歸模型，取非洲各國GDP的增長率，用gdp表示；產(chǎn)業(yè)貿(mào)易分別選取技術密集型、資源密集型、勞動密集型和資本密集型四種類型的進口額，分別用HT_im、PP_im、LT_im和MT_im表示；非洲各國到中、美、英、法、德的距離用自然地理距離代替，用D表示；對于虛擬變量land，如果是內(nèi)陸國家，值為1，反之則為0。非洲的國家選取阿爾及利亞、安哥拉、博茨瓦納、布隆迪、喀麥隆、佛得角、中非共和國、乍得、科摩羅、剛果（金）、剛果（布）、貝寧、赤道幾內(nèi)亞、埃塞俄比亞、厄立特里亞、吉布提、加蓬、岡比亞、加納、幾內(nèi)亞、科特迪瓦、肯尼亞、萊索托、利比里亞、利比亞、馬達加斯加、馬拉維、馬里、毛里塔尼亞、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼日爾、尼日利亞、幾內(nèi)亞比紹、盧旺達、圣多美-普林斯比、塞內(nèi)加爾、塞舌爾、塞拉利昂、南非、津巴布韋、多哥、突尼斯、烏干達、埃及、坦桑尼亞、布基納法索、贊比亞50個國家。結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，選取2000-2010年的年度數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)共有10年50個國家的數(shù)據(jù)，550個樣本。貿(mào)易、地理數(shù)據(jù)來源UNcomtrade數(shù)據(jù)庫，GDP增長率數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

（二）模型設定

由于本文所選取的面板數(shù)據(jù)只有10年的時間序列數(shù)據(jù)，有50個國家的截面數(shù)據(jù)，呈現(xiàn)出“寬而短”的特征，因此這里并不需要對數(shù)據(jù)做面板單位根檢驗。值得注意的是，GDP增長率數(shù)據(jù)本身就是平穩(wěn)的，而且在動態(tài)面板回歸中本文將采用差分的方法來消除截面固定效應，因此，這里也無需對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗。

為了避免出現(xiàn)多重共線性，在回歸模型中，分別分析四種類型的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響，設定回歸模型中：，工具變量設定為D、land、gdpit-1、gdpit-2、tradeit-1，對解釋變量Trade去差分消除截面固定效應，對工具變量tradeit-1取差分變換，采用GMM估計采用n步（n-step）迭代（n步迭代之后收斂），考慮到不同國家殘差的時間序列自相關結(jié)構(gòu)可能存在差異，設置GMM估計的權重矩陣（Weighted Matrix）形式為White Period，根據(jù)最后一次迭代的White period權重矩陣來計算標準差。

實證結(jié)果及分析

根據(jù)模型設定，構(gòu)建了四個模型，采用Eviews 8.0對這四個模型分別進行回歸分析，得到如表2所示的實證結(jié)果。從表中可知，四個模型的J統(tǒng)計量都接受原假設，從而表明四個模型的設定是正確的。根據(jù)動態(tài)面板GMM估計結(jié)果可以得出以下結(jié)論：第一，非洲地區(qū)的經(jīng)濟增長存在慣性，前一年的經(jīng)濟增長會顯著的影響當年的經(jīng)濟增長。第二，非洲地區(qū)國家從中國進口技術、勞動 和資本密集型能夠促進本國經(jīng)濟增長，特別是進口技術和資本密集型產(chǎn)品能夠顯著提升其經(jīng)濟增長率。第三，當非洲地區(qū)國家從中美英法德進口技術密集型產(chǎn)品時，只有從中國進口能夠有效促進本國經(jīng)濟增長，從其他國家進口并不能帶來本國經(jīng)濟增長的效應，特別是從英、法、德進口會顯著抑制非洲地區(qū)國家的經(jīng)濟增長。第四，非洲地區(qū)國家從中國進口勞動密集型產(chǎn)品能夠推動該地區(qū)經(jīng)濟增長，但從美國和法國進口卻會阻礙經(jīng)濟增長，而從英國和德國進口不會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著影響。第五，非洲地區(qū)國家從中國和德國進口資本密集型產(chǎn)品能夠有效促進該地區(qū)的經(jīng)濟增長，而從美國和英國進口技術密集型產(chǎn)品會顯著阻礙經(jīng)濟增長，但從法國進口對經(jīng)濟增長沒有顯著作用。

綜上，近年來，中國和非洲國家的貿(mào)易往來日益頻繁，這種貿(mào)易關系對非洲落后國家的發(fā)展是利是弊一直是國際關注的話題。本文利用雙邊貿(mào)易的分類數(shù)據(jù)，對2000-2010年50個非洲國家，從不同的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易類型角度，實證研究產(chǎn)業(yè)貿(mào)易對非洲地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。實證結(jié)果表明： 首先，非洲地區(qū)從中國進口技術、勞動和資本密集型產(chǎn)品能夠有利于促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長。其次，將中國與美國、英國、法國和德國這些發(fā)達國家相比，除了從德國進口資本密集型產(chǎn)品能夠有效推動非洲地區(qū)經(jīng)濟增長外，從發(fā)達國家進口資本、勞動和資本密集型都不利于非洲地區(qū)的經(jīng)濟增長。

參考文獻：

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4.Helpman，E. & Krugman，P.R. Market Structure and Foreign Trade.The MIT Press， Cambridge， Massachusetts，1985

篇13

從國外的研究情況來看，Wei（1999）基于1986—1996年間的月度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中國的人民幣實際匯率與國際收支在短期有著顯著的關系，但是長期來看并不存著穩(wěn)定的關系。Wilson（2000）基于1970—1996年間的韓美日的實際匯率和貿(mào)易數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，實際匯率變動對于韓美以及韓日之間的貿(mào)易并沒有顯著的影響。Silvana Tenreyro（2004）用美國 1970—1997 年的數(shù)據(jù)，對名義匯率變動與美國貿(mào)易收支的關系進行研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在顯著的關系。更進一步，Tanfiq Choudhry（2005）運用1974—1998年的名義和實際匯率數(shù)據(jù)對美加，美日之間的貿(mào)易數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，名義匯率的變動會對美加和美日的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生顯著的影響，實際匯率的變動則不會產(chǎn)生顯著的影響。有些國外學者的研究則表明實際匯率與國際貿(mào)易之間確實存在著顯著的關系，Krugman和Baldwin（1987）通過對美國的實際匯率與國際貿(mào)易收支數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)實際匯率貶值可以改善國際貿(mào)易收支。

從國內(nèi)的研究情況來看，學者們目前主要形成了兩種不同的觀點。第一種觀點認為人民幣匯率變動對我國出口的影響不明顯。強永昌（2004）和殷德生（2004）研究表明，我國出口匯率彈性較小，匯率變動對我國出口影響不顯著。殷德生（2004）甚至發(fā)現(xiàn)中國的實際有效匯率彈性為0.6772，這表明人民幣升值竟然會導致我國貿(mào)易順差的擴大。畢玉江（2005）對中國出口的產(chǎn)品按照國際貿(mào)易標準分類的細分研究發(fā)現(xiàn)九大類產(chǎn)品中有六大類產(chǎn)品的實際匯率彈性小于1。陳平、譚秋梅（2006）的研究考慮了回滯問題，發(fā)現(xiàn)人民幣存在匯率回滯，匯率變動對我國出口影響不大，因此認為匯率改革后中國的進出口貿(mào)易不會受到很大的沖擊。

第二種觀點認為人民幣匯率變動對我國的出口有明顯的影響，盧向前、戴國強（2005）對1994—2003年的人民幣加權匯率與我國進出口的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)馬歇爾—勒納條件在我國存在，人民幣匯率變動對中國出口有顯著影響，并且匯率變動對出口存在著J曲線效應。

二、模型設定

從目前已有的文獻來看，很多文章都是研究名義匯率與對外貿(mào)易之間的關系，即使有一些選擇使用實際匯率作為研究變量的文獻，也存在一定的分歧。一般可以分成雙邊實際匯率和實際有效匯率。相對于使用雙邊實際匯率，筆者認為實際有效匯率更適合作為中歐貿(mào)易的匯率變量。原因如下：一是實際有效匯率是對本國和其他所有貿(mào)易國的雙邊實際匯率的加權平均，它更能夠真實地反映一國貨幣的總體價值；二是本文研究的對象是匯率對中國和歐盟貿(mào)易的影響，不僅僅只是針對歐元區(qū)。

在國際經(jīng)濟學的框架下，兩國模型中本國產(chǎn)品的出口（EX）由貿(mào)易國的收入（YF）、國內(nèi)物價水平、貿(mào)易國的物價水平、名義匯率等變量所決定。同理，本國產(chǎn)品的進口（IM）由本國的收入（YD）、國內(nèi)物價水平、貿(mào)易國的物價水平、名義匯率等變量所決定。用公式表示如下：

LNEX=α0＋α1LNREER＋α2LNYF＋ε1

LNIM＝β0＋β1LNREER＋β2LNYD＋ε2

其中α1、α2分別表示的是實際有效匯率和貿(mào)易國收入的出口彈性，β1、β2分別表示的是實際有效匯率和本國收入的進口彈性。ε1、ε2 表示隨機誤差項。

三、變量選擇及數(shù)據(jù)說明

（一）變量選擇

本文選擇2005年7月—2012年2月區(qū)間的月度數(shù)據(jù)。由于國民收入變量一般沒有統(tǒng)計月度數(shù)據(jù)，所以分別選擇社會消費品零售總額、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為中國、歐盟的月度GDP替代變量。

實際有效匯率指數(shù)是經(jīng)本國與所選擇國家間的相對價格水平或成本指標調(diào)整的名義有效匯率。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文中歐盟進出口貿(mào)易、社會消費品零售總額、實際有效匯率指數(shù)等數(shù)據(jù)來自WIND資訊中的EDB數(shù)據(jù)庫。

歐盟的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)來自于歐盟統(tǒng)計局epp.eurostat.ec.europa.eu。

為了解決異方差以及單位度量問題，本文將所有的數(shù)據(jù)都換算成以2005年7月為基期的指數(shù)，并取對數(shù)。

四、實證分析及結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文采用的是單位根ADF檢驗（采用AIC信息準則），結(jié)果表明所有上述序列均為一階單整，故序列之間可能存在協(xié)整關系。

（二）Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果分析

本文分別對出口方程、進口方程建立VAR模型確定VAR最優(yōu)滯后階數(shù)。結(jié)果表明：出口方程、進口方程最優(yōu)滯后階數(shù)分別為2、 6階。故協(xié)整檢驗最優(yōu)滯后階數(shù)分別為1、5。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗，我們發(fā)現(xiàn)出口方程具有3個協(xié)整關系，進口方程存在2個協(xié)整關系。

當協(xié)整關系超過一個的時候，一般選擇以最大特征值所對應的協(xié)整向量作為該經(jīng)濟變量之間的長期均衡關系，故出口方程、進口方程的協(xié)整關系式（括號內(nèi)表示標準差）：