首頁 > 優(yōu)秀范文 > 進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)
時間：2023-06-09 10:03:40
序論：速發(fā)表網(wǎng)結(jié)合其深厚的文秘經(jīng)驗，特別為您篩選了11篇進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文。如果您需要更多原創(chuàng)資料，歡迎隨時與我們的客服老師聯(lián)系，希望您能從中汲取靈感和知識！
[2]范振洪，顧春太.后危機(jī)時期提升山東對外經(jīng)濟(jì)競爭力的戰(zhàn)略思考[J].綜合競爭力，2011，02：55-61.
[3]毛清華.山東對外經(jīng)濟(jì)發(fā)展分析與研究[J].山東經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略研究，2012，08：18-21.
[4]安佳，陳東景.山東省對外經(jīng)濟(jì)合作決定因素的實證分析[J].全國商情（經(jīng)濟(jì)理論研究），2009，20：108-109，113.
中圖分類號：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
隨著經(jīng)濟(jì)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(jìn)口也是在逐年增加。2004年進(jìn)口貿(mào)易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進(jìn)口產(chǎn)品種類和進(jìn)口來源國數(shù)量也在不斷增加。《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》顯示，2004年中國進(jìn)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(jìn)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(guān)系是持續(xù)穩(wěn)定增長；從微觀層面上看，公司是貿(mào)易關(guān)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(guān)系。當(dāng)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(jìn)口某種產(chǎn)品被視為一個特定的貿(mào)易關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)中國2000年有166萬對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)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(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)、穩(wěn)定、長期的，在新的貿(mào)易關(guān)系產(chǎn)生的同時，舊有的貿(mào)易關(guān)系也在繼續(xù)。但在作進(jìn)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(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是不斷變化、不斷調(diào)整的，舊有的貿(mào)易關(guān)系不斷結(jié)束，新的貿(mào)易關(guān)系不斷產(chǎn)生。在2000年的166萬對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，只有68萬對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)到了2001年，大約60%的貿(mào)易關(guān)系沒有持續(xù)到第二年。2002年，僅有38萬對貿(mào)易關(guān)系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿(mào)易關(guān)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(guān)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(guān)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(rèn)為貿(mào)易關(guān)系一旦確立就會持續(xù)到永遠(yuǎn)。例如俄林的要素供給比例理論認(rèn)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(guān)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(guān)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(jìn)入，而對于已經(jīng)存在的貿(mào)易關(guān)系會怎么樣，則沒有進(jìn)行分析[2-5]。
除了利用理論模型來考察國際貿(mào)易關(guān)系之外，學(xué)者也利用數(shù)據(jù)進(jìn)行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系及其持續(xù)時間以及德國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系[6，7]。
以下將根據(jù)2000～2006年《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用K-M曲線以及Cox比例風(fēng)險模型，考察貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關(guān)于美國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的相關(guān)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(xì)致地描述和揭示中國的對外貿(mào)易關(guān)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(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》（2000～2006年）包括出口和進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，這里使用的是進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)為8位國際HS編碼，逐月統(tǒng)計了中國進(jìn)口貿(mào)易公司從各個國家進(jìn)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(xiàn)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(rèn)定貿(mào)易關(guān)系持續(xù)，否則認(rèn)為貿(mào)易關(guān)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(guān)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(guān)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(jìn)口貿(mào)易關(guān)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(guān)系視為新的貿(mào)易關(guān)系。
表1描述了進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系數(shù)量及比例。我們發(fā)現(xiàn)在所觀測到的1 967 613對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，有1 191 671（60.56%）對貿(mào)易關(guān)系只持續(xù)了1年；有100 757（5.12%）對貿(mào)易關(guān)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(guān)系，占到整個貿(mào)易關(guān)系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿(mào)易關(guān)系（即貿(mào)易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿(mào)易關(guān)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(jìn)口貿(mào)易關(guān)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(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間短，大部分（80%）貿(mào)易關(guān)系僅能持續(xù)1～2年，很少（5%）的貿(mào)易關(guān)系能持續(xù)超過7年。這表明從“公司-產(chǎn)品”層面看，中國進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是動態(tài)調(diào)整的：大量貿(mào)易關(guān)系結(jié)束的同時，不斷產(chǎn)生新的貿(mào)易關(guān)系。進(jìn)一步使用KM圖形方法和COX比例風(fēng)險模型實證分析發(fā)現(xiàn)：語言與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間正相關(guān)，當(dāng)貿(mào)易雙方語言相同時，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性小，貿(mào)易關(guān)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(guān)系持續(xù)時間正相關(guān)，其數(shù)值越大，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間越長；距離因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間負(fù)相關(guān)，貿(mào)易伙伴距離越遠(yuǎn)，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越大，貿(mào)易關(guān)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(jìn)口第C種產(chǎn)品，但2006年A公司沒從B國進(jìn)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(jìn)口第C種產(chǎn)品，2004年A公司沒有從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品，但在2005年A公司又開始從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品。
參考文獻(xiàn)：
[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.
中圖分類號：F74文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1672-3198（2008）10-0137-02
0 前言
對外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強(qiáng)調(diào)出口對一國經(jīng)濟(jì)的重大影響，而關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)往往只關(guān)注和分析貿(mào)易開放度、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，很少注意進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。直到最近幾年，人們開始意識到進(jìn)口也可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，相關(guān)的經(jīng)驗研究文獻(xiàn)也因此陸續(xù)出現(xiàn)。日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清認(rèn)為貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用是以貿(mào)易利益的形式來把握的，根據(jù)古典學(xué)派李嘉圖的比較成本理論，貿(mào)易利益主要是指進(jìn)口利益，出口是獲得進(jìn)口的手段。羅默（Romer,1993）利用76個發(fā)展中國家1960年的截面數(shù)據(jù)分析了機(jī)器和設(shè)備進(jìn)口對生產(chǎn)的影響?？频热耍–oe et al.,1997）考察了通過機(jī)器設(shè)備進(jìn)口而流向欠發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出效應(yīng)。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀(jì)80年代美國100多個制造業(yè)中國際競爭對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。一些文獻(xiàn)還探討了普通進(jìn)口和技術(shù)擴(kuò)散之間的可能聯(lián)系（Coe and Helpman,1995；Keller,2001）。康諾利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數(shù)據(jù)代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對進(jìn)口國（發(fā)展中國家）模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。針對我國進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的互動作用，我國有不少經(jīng)濟(jì)學(xué)者就這一問題進(jìn)行了定性或定量分析。普遍認(rèn)為進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長有推動作用（劉曉鵬，2001；張亞斌，2002；熊啟泉、楊十二，2005；廖進(jìn)中、鄧海濱，2006；張亮，2006）。熊啟泉和楊十二（2005）的“重新審視進(jìn)口再經(jīng)濟(jì)增長中的作用”一文雖然應(yīng)用了計量分析中比較前沿的研究方法，將定性分析和定量分析相結(jié)合，研究了進(jìn)口貿(mào)易對GDP增長的動態(tài)影響及對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制。楊全發(fā)等（1998）運用巴拉薩和費德等人建立的模型，對我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，得出出口的增長并不像想象的那樣對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用。陳家勤從進(jìn)口依存度和進(jìn)口GDP增長彈性分析，得出我國進(jìn)口的增長在GDP的增長中發(fā)揮了較大的作用。王建峰等依據(jù)已有的有關(guān)研究結(jié)果、數(shù)據(jù)、現(xiàn)實和歷史經(jīng)驗提出對我國現(xiàn)行出口政策重新進(jìn)行定位和調(diào)整，重新審視出口導(dǎo)向政策等等。因此，筆者認(rèn)為，有必要再次對進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行討論。
首先從理論上分析當(dāng)前適當(dāng)增加進(jìn)口的必要性與可能性，在此基礎(chǔ)上利用Eview5進(jìn)行協(xié)整分析來檢驗進(jìn)口對GDP增長的作用。我國長期以來一直實行出口導(dǎo)向性的戰(zhàn)略政策，不遺余力的推行以出口創(chuàng)匯為主要目標(biāo)的對外貿(mào)易政策，這在很多程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而，隨著科技的發(fā)展和全球化程度的不斷加強(qiáng)，我國的對外貿(mào)易發(fā)展進(jìn)入了一個新時期，國際貿(mào)易環(huán)境發(fā)生了很大的變化，對中國現(xiàn)行的對外貿(mào)易政策提出嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。隨著世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿(mào)易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿(mào)易保護(hù)措施的最大受害者，出口貿(mào)易環(huán)境嚴(yán)重惡化。據(jù)統(tǒng)計，2003年中國對外貿(mào)易依存度高達(dá)60%，在如此高的貿(mào)易依存度下，增強(qiáng)產(chǎn)品在國際上的競爭力是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要手段，而一味追求產(chǎn)品出口創(chuàng)匯則對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展構(gòu)成威脅。過去，我國外貿(mào)政策主要放在規(guī)模與速度的增長上，追求貿(mào)易順差與外匯儲備，使企業(yè)片面強(qiáng)調(diào)多出口，多創(chuàng)匯，少進(jìn)口，節(jié)約使用外匯，從而導(dǎo)致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿(mào)易條件惡化，出現(xiàn)“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿(mào)易的發(fā)展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環(huán)境，從而影響我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。要解決中國當(dāng)前面臨的這些問題，就要轉(zhuǎn)變對出口的態(tài)度，適當(dāng)?shù)脑黾舆M(jìn)口。依據(jù)很多國家發(fā)展經(jīng)驗，出口在很大程度上可以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但各國宏觀政策的實施依據(jù)國情進(jìn)行，因此我們應(yīng)立足國情來正確看待進(jìn)出口對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用。
1 進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論研究
進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究最早可以追溯到古典經(jīng)濟(jì)學(xué)時代。亞當(dāng)•斯密認(rèn)為，出口帶來的收益及換回本國需求的產(chǎn)品沒有機(jī)會成本的付出，因此必然促進(jìn)本國的經(jīng)濟(jì)增長(交易生利)。大衛(wèi)•李嘉圖指出,通過對外貿(mào)易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩(wěn)定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。約翰•穆勒認(rèn)為,通過貿(mào)易可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料和機(jī)器設(shè)備等經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展所必須的物質(zhì)材料，同時推動國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產(chǎn)率；通過產(chǎn)品進(jìn)口造成新的需求，刺激和引導(dǎo)新產(chǎn)業(yè)的成長。
受古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家上述觀點和理論的啟發(fā)，后來的經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步探討了進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的帶動問題。D•H•羅伯特遜和R•納克斯認(rèn)為資本品的進(jìn)口使該國取得國際分工的利益，大大節(jié)約了生產(chǎn)要素的投入量,它是經(jīng)濟(jì)增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長率影響效應(yīng)理論，認(rèn)為如果大量進(jìn)口投資品，會使國內(nèi)投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經(jīng)濟(jì)增長率的上升。
20世紀(jì)80年代初,新貿(mào)易理論開始將進(jìn)口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的一個重要因素，同時將經(jīng)濟(jì)增長引入這一分析框架,把技術(shù)作為內(nèi)生變量，研究技術(shù)變動、進(jìn)口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長三者之間的互動關(guān)系。他們認(rèn)為，技術(shù)通過中間產(chǎn)品的投入產(chǎn)生擴(kuò)散。如果一國的R&D活動產(chǎn)生新的中間產(chǎn)品與現(xiàn)有的中間產(chǎn)品不同，或比現(xiàn)有的中間產(chǎn)品更好當(dāng)這些中間產(chǎn)品出口時，進(jìn)口國的生產(chǎn)力就會通過其貿(mào)易伙伴的研發(fā)效應(yīng)和技術(shù)擴(kuò)散得到提高。
2 數(shù)據(jù)、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2007的《中國統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)研究問題的需要，按進(jìn)口（M）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）等指標(biāo)，作為樣本進(jìn)行分析。
由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，不滿足傳統(tǒng)的多元回歸或其他方法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關(guān)系，也會由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢而顯現(xiàn)一定的關(guān)系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協(xié)整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關(guān)系，然后進(jìn)行驗證；而協(xié)整分析則是事后假定，即先判斷單整階數(shù)，只有變量間單整階數(shù)相同，或不同階數(shù)的變量經(jīng)過組合后，理論上可能存在長期的均衡關(guān)系，才可以假定方程式。筆者根據(jù)研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行計量分析，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時，GDP按當(dāng)年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對數(shù)，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。為考察進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文采用GDP、M的自然對數(shù)形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1 樣本數(shù)據(jù)描述性分析
從我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進(jìn)口貿(mào)易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現(xiàn)不平穩(wěn)，即序列使非平穩(wěn)時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數(shù)據(jù)序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調(diào)整后的時間序列趨于平穩(wěn)。
2.2 樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
在進(jìn)行計量分析時，首先要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗。對LnGDP、LnM的ADF檢驗如表1所示。
由于ADF=-1.739381，大于1%臨界值，所以LnGDP是非平穩(wěn)的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數(shù)，在一階差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩(wěn)的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關(guān)的。
2.3 Granger因果檢驗
進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系用經(jīng)濟(jì)計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數(shù)據(jù)調(diào)入Eview5.0進(jìn)行Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表2。
從表2可以看出，進(jìn)口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原因，即進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長之間具有Granger因果關(guān)系。所以筆者在做協(xié)整分析時可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)有關(guān)理論，將進(jìn)口作為經(jīng)濟(jì)增長的一個原因來分析。
2.4 協(xié)整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)都是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協(xié)整回歸方程：
LnGDP=1.123314LnM+2.820617
(6.467043) (2.259921)
R2=0.687616RD-W=1.361336
其中括號內(nèi)給出的數(shù)字是t值。根據(jù)t值、R2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性，進(jìn)口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進(jìn)行協(xié)整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩(wěn)性，若殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間的關(guān)系是協(xié)整的；反之，則不是協(xié)整的。其檢驗方法就是采取單位根（ADF）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設(shè)，即序列平穩(wěn)。從殘差序列的單位根檢驗結(jié)果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設(shè)，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩(wěn)。進(jìn)而說明LnGDP與LnM之間存在協(xié)整關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
3 結(jié)論
通過對我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的實證分析，以及根據(jù)GDP、M因果關(guān)系分析，并在此基礎(chǔ)上建立協(xié)整分析，可以看出進(jìn)口與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，進(jìn)口在很大程度上可以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。通過實證分析得出，進(jìn)口與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，從長期來看，進(jìn)口增加1%，會引起經(jīng)濟(jì)增長1.123%。當(dāng)前出口導(dǎo)向的政策不僅為我國對外貿(mào)易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產(chǎn)品導(dǎo)致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當(dāng)增加原材料、設(shè)備、尤其是高科技產(chǎn)品的進(jìn)口，這不僅有利于解決當(dāng)前我國對外貿(mào)易存在的問題，而且有助于提高我國技術(shù)水平及資源使用率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，改變經(jīng)濟(jì)增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當(dāng)前的外匯儲備為我國增加進(jìn)口提供了充足的資金。因此，要對我國的進(jìn)出口有一個重新的認(rèn)識，不能一味的強(qiáng)調(diào)出口、強(qiáng)調(diào)順差、“重出口輕進(jìn)口”，要認(rèn)識到進(jìn)口對GDP的拉動作用，保持進(jìn)口與出口的均衡發(fā)展，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長。
參考文獻(xiàn)
［1］（日）小島清.對外貿(mào)易論［M］.天津：南開大學(xué)出版社，1987.
［2］陳家勤.中國出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響［J］.北京：財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2002.
［3］潘省初.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京：中國人民大學(xué)出版社, 2002.
關(guān)鍵詞 實際匯率 貿(mào)易 進(jìn)口
一、我國貿(mào)易進(jìn)出口概況
隨著中國產(chǎn)品的大量出口,貿(mào)易進(jìn)出口盈余持續(xù)擴(kuò)大,外匯儲備快速增長,人民幣匯率問題已經(jīng)成為世界范圍內(nèi)關(guān)注的話題。盡管多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口,但是關(guān)于人民幣實際匯率變化對中國進(jìn)口額的影響方面仍存在著分歧。本文發(fā)現(xiàn)中國的進(jìn)口額伴隨著人民幣實際匯率升值而減少,并且進(jìn)口與出口之間存在著相互推動的關(guān)系,這是由于中國特有的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系形成的。在中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中,分為一般貿(mào)易和加工貿(mào)易,一般貿(mào)易和加工貿(mào)易對匯率變動有不同的表現(xiàn)。加工貿(mào)易的比重一直超過50%,而加工貿(mào)易進(jìn)口額對實際有效匯率變動并不敏感。本文將從以上兩個角度,分別分析人民幣匯率變動對加工貿(mào)易進(jìn)口以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響。
二、計量模型與數(shù)據(jù)處理
模型采用了對數(shù)形式,利用對數(shù)形式并且加入時間趨勢項對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進(jìn)口額的影響,在保證了原模型主體的基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行了調(diào)整,去掉了原模型中的某些控制變量。
Ln mt=α0+αtlnreert+δ2yt+t+Σt
mt表示中國的進(jìn)口額,reert表示人民幣的實際有效匯率,yt表示中國國內(nèi)的市場需求,t表示時間趨勢項。選取的數(shù)據(jù)是由1995年1月至2006年12月的數(shù)據(jù)。鑒于WTO對中國貿(mào)易進(jìn)口和出口的影響,將數(shù)據(jù)分為兩個時間段,第一個時間段為1995年1月―2001年12月,第二個時間段為2002年1月―2006年12月。
在數(shù)據(jù)處理方面,采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國的進(jìn)口貿(mào)易總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額、加工貿(mào)易進(jìn)口額月度數(shù)據(jù)。采用國際清算銀行的實際匯率指數(shù),核算中國月度的實際匯率。采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)。
三、模型計算結(jié)果
對1995年1月―2006年12月整個樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析,估算時間段中,人民幣實際匯率對中國進(jìn)口總額以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響見表1,整體的樣本區(qū)間的回歸可能存在結(jié)構(gòu)變動的因素,估算自1995年1月―2006年12月間,人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額,而一般貿(mào)易進(jìn)口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區(qū)間為1995年1月―2006年12月,分別對進(jìn)口總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行分析,結(jié)果見表2。在樣本范圍內(nèi),估算實際有效匯率每升值1%,進(jìn)口總額將減少0.941%,一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少2.952%。國內(nèi)市場需求每增長1%,進(jìn)口總額將增加1.255%,一般貿(mào)易進(jìn)口額將增加1.157%,一般貿(mào)易進(jìn)口額對匯率波動比總進(jìn)口額更加敏感。
選取樣本區(qū)間為1995年1月―2006年12月,分別對進(jìn)口總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額、加工貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行回歸。在樣本區(qū)間內(nèi),人民幣實際有效匯率升值1%,進(jìn)口總額減少1.054%,一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少1.783%,而實際有效匯率變動對加工貿(mào)易進(jìn)口的影響不顯著。國內(nèi)市場需求每增長1%,進(jìn)口總額增長0.857%,一般貿(mào)易進(jìn)口額增長0.68%,加工貿(mào)易進(jìn)口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿(mào)易組織以后,中國的進(jìn)口總額對實際有效匯率變動表現(xiàn)的更為敏感,而一般貿(mào)易進(jìn)口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的實際升值將導(dǎo)致中國進(jìn)口總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額的減少,而對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響則并不顯著。
四、對回歸結(jié)果的解釋
通過對模型進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少,中國一般貿(mào)易進(jìn)口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感,與之相對的是中國的加工貿(mào)易進(jìn)口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。分析中國進(jìn)口的貿(mào)易方式構(gòu)成,中國進(jìn)口商品主要由兩部分構(gòu)成,一是加工貿(mào)易進(jìn)口,二是一般貿(mào)易進(jìn)口。因為中國進(jìn)口額的這種特別構(gòu)成方式,我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額以及一般貿(mào)易與其他進(jìn)口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響并不顯著。加工貿(mào)易一直在中國對外貿(mào)易方式中占據(jù)相當(dāng)重要的地位。在經(jīng)濟(jì)全球化的今天,跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段仍然是勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)與裝配,而這種已經(jīng)形成的生產(chǎn)布局不可能在短期內(nèi)發(fā)生根本性的變動?？鐕菊驹谌虻慕嵌?對產(chǎn)品生產(chǎn)與裝配階段的成本變動進(jìn)行調(diào)控,而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產(chǎn)加工階段所吸收,因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值,跨國公司仍然不會調(diào)整其國際生產(chǎn)布局和生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿(mào)易以及其他項目進(jìn)口額的影響
通過對前面模型的分析,發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿(mào)易以及其他項目的進(jìn)口額。在研究了近年來中國與不同國家地區(qū)對外貿(mào)易的數(shù)據(jù)后,我們發(fā)現(xiàn)中國在對外貿(mào)易方面,自2002年至今的中國一方面從歐洲,美國賺取巨額的貿(mào)易順差,另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿(mào)易逆差。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進(jìn)口同時存在,這一現(xiàn)象由中國在產(chǎn)業(yè)價值鏈中的位置決定,中國由亞洲國家進(jìn)口原材料和初級產(chǎn)品,在本國內(nèi)進(jìn)行加工生產(chǎn),最后出口到歐洲和美國的市場。最后需要指出的是,伴隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場化程度的不斷深化,人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進(jìn)口以及出口產(chǎn)生更大程度的影響。但需要最重視的是,人民幣實際匯率升值將同時減少中國的進(jìn)口額與出口額,而單純依靠人民幣匯率調(diào)整并不能有效影響加工貿(mào)易帶來的貿(mào)易順差。
參考文獻(xiàn):
中圖分類號:F740
文獻(xiàn)標(biāo)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(shù)的載體,產(chǎn)品進(jìn)口會使得所體現(xiàn)的技術(shù)在進(jìn)口國發(fā)生外溢,開放經(jīng)濟(jì)條件下,通過國際貿(mào)易的技術(shù)溢出是一國實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的重要條件。在當(dāng)前全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的條件下,進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)開始引起學(xué)者們極大的研究興趣,國內(nèi)外學(xué)者從不同視角研究了進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng),涌現(xiàn)出大量的研究成果,本文首先對相關(guān)研究進(jìn)行系統(tǒng)的梳理,然后簡單地加以評述,并指出進(jìn)一步研究的方向。
一、進(jìn)口貿(mào)易影響技術(shù)進(jìn)步的理論基礎(chǔ)及作用機(jī)制
(一)理論基礎(chǔ)
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(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究奠定了理論基礎(chǔ)。以Krugman(1979)為代表的新貿(mào)易理論學(xué)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(qiáng)假設(shè)條件,將規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)品種類、技術(shù)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(jìn)到新的階段,構(gòu)成了國際貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系研究的理論基點。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學(xué)者將內(nèi)生增長理論模型加以拓展,在開放經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的影響,分析了國際貿(mào)易在技術(shù)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(chǔ),成為進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)研究的主要理論基礎(chǔ)。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(yīng)對行業(yè)生產(chǎn)率的變動產(chǎn)生重要影響,這為進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究提供了重要的理論框架。
(二)作用機(jī)制
為了實證分析進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng),許多學(xué)者對上述基礎(chǔ)理論模型從不同層面進(jìn)行了拓展,具體地解釋了進(jìn)口貿(mào)易影響技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制。
Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎(chǔ)上,利川進(jìn)口份額作為權(quán)數(shù)衡量了國外研發(fā)對于本國TFP增長的貢獻(xiàn),為衡量和測度國外技術(shù)溢出對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)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(jìn)口貿(mào)易對模仿進(jìn)而是技術(shù)擴(kuò)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(shù)擴(kuò)散效應(yīng),促進(jìn)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(guān)于北方創(chuàng)新者新產(chǎn)品的知識,而進(jìn)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(jìn)口產(chǎn)品,提供售后服務(wù),會增加對于進(jìn)口產(chǎn)品技術(shù)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(yīng),影響企業(yè)的模仿行為和國內(nèi)企業(yè)數(shù)目,進(jìn)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(xué)中學(xué)(learning-to-learn)的概念。他認(rèn)為,學(xué)中學(xué)(learning-to-learn)不同于干中學(xué)(learning-by-doing),因為學(xué)中學(xué)獲得的技術(shù)更具有一般性,因而可應(yīng)用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學(xué)任務(wù)。當(dāng)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(rèn)為通過與國內(nèi)外企業(yè)相互作用的學(xué)習(xí)是促進(jìn)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(shè)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(kuò)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(jī)結(jié)合在了一起,認(rèn)為貿(mào)易的開放導(dǎo)致了競爭效應(yīng),在更大的國外競爭和更多的進(jìn)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(shù)水平較高的企業(yè)才可以適應(yīng)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(chǔ),基礎(chǔ)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(jìn)口貿(mào)易影響進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制,進(jìn)口貿(mào)易可以通過進(jìn)口貿(mào)易總量、進(jìn)口貿(mào)易模式和進(jìn)口產(chǎn)品的競爭效應(yīng)對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生重要的影響。
二、進(jìn)口貿(mào)易總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
(一)國家層面進(jìn)口總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
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(jìn)口貿(mào)易的傳導(dǎo)機(jī)制對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(qiáng),開放度高的經(jīng)濟(jì)比開放度低的經(jīng)濟(jì)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(jìn)口的技術(shù)溢出對中國技術(shù)進(jìn)步具有顯著的促進(jìn)作用。
許多學(xué)者以CH模型中的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用新的方法進(jìn)行了拓展研究,得出了與CH相似的結(jié)論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認(rèn)為CH(1995)模型中計算國外研發(fā)資本存量的賦權(quán)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(quán)方法,在修正了指數(shù)偏差的基礎(chǔ)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(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的計量模型,證明通過進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出促進(jìn)了中國全要素生產(chǎn)率的提高。Keller(1997)也質(zhì)疑CH
(1995)的賦權(quán)方法,而采用隨機(jī)賦權(quán)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(rèn)為Keller(1997)的隨機(jī)賦權(quán)實際上是帶有隨機(jī)誤差的簡單加權(quán)平均,這種隨機(jī)賦權(quán)只會得到一個隨機(jī)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(quán)方法作為雙邊進(jìn)口份額回歸證明,隨機(jī)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(xué)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(xué)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(jìn)口的技術(shù)溢出對進(jìn)口國生產(chǎn)率的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn),通過進(jìn)口的研發(fā)溢出效應(yīng)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(guān)系(Funk,2001),因此,他們認(rèn)為之前對于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究高估了進(jìn)口的作用,但是忽略了其它傳播機(jī)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(jìn)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(rèn)為通過發(fā)達(dá)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(jìn)口作為技術(shù)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(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿(mào)易相關(guān)的研發(fā)溢出的概念擴(kuò)展了CH的分析,認(rèn)為與貿(mào)易間接相關(guān)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(yuǎn)高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)高于直接流量的貢獻(xiàn),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(yīng)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(jī)制重要性的支持。
Madsen(2007)使用16個OECD國家1870～2004年間技術(shù)進(jìn)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(jìn)口之間存在很強(qiáng)的關(guān)系,在過去一個世紀(jì)中93%的TFP增長要歸于知識的進(jìn)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(shù)外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻(xiàn)因素,有助于OECD國家TFP的收斂。
(二)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)口總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面的實證研究證明,進(jìn)口和技術(shù)進(jìn)步之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業(yè)的詳細(xì)面板數(shù)據(jù),證明供給進(jìn)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(jìn)口是國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的推動因素,與國外廠商的垂直供應(yīng)聯(lián)系是進(jìn)口推動技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)生的渠道,這從企業(yè)層面證明進(jìn)口是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術(shù)轉(zhuǎn)移和進(jìn)口聯(lián)系起來,利用17個工業(yè)化國家1973～2002年的詳細(xì)數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn),進(jìn)口是技術(shù)轉(zhuǎn)移的一個主要渠道,國際技術(shù)轉(zhuǎn)移對于生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)常常超過了國內(nèi)研發(fā)的貢獻(xiàn)。
李小平、朱鐘棣(2006)總結(jié)了國外學(xué)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(jìn)口貿(mào)易對中國工業(yè)行業(yè)技術(shù)進(jìn)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(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)為正的結(jié)果。李小平、盧現(xiàn)祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進(jìn)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(jìn)口是技術(shù)進(jìn)步的重要原因,但是出口促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用并不明顯。
三、進(jìn)口貿(mào)易模式的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
(一)資本品進(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
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(jī)械設(shè)備進(jìn)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(jī)械設(shè)備進(jìn)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(jī)器和設(shè)備進(jìn)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(jìn)口中許多消費品和服務(wù)的進(jìn)口對于生產(chǎn)率并沒有影響,國外知識存量只是通過機(jī)器設(shè)備的進(jìn)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(xiàn),發(fā)現(xiàn)來自發(fā)達(dá)國家的高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口在國際技術(shù)擴(kuò)散中作用的證據(jù),國內(nèi)模仿和創(chuàng)新對發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)進(jìn)口存在持續(xù)的正依賴性,來自發(fā)達(dá)國家的技術(shù)對于人均GDP增長的貢獻(xiàn)要高于國內(nèi)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。Xu、Wang(1999)認(rèn)為資本品比非資本品擁有更高的技術(shù)含量,因資本品貿(mào)易是國際技術(shù)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(jìn)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(rèn)為國際貿(mào)易可以把技術(shù)進(jìn)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(jī)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(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
Keller(1997)引入一個研發(fā)驅(qū)動的增長模型,技術(shù)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(shù)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(shù)流量中的重要性,發(fā)現(xiàn)一國的進(jìn)口模式會影響到一國的生產(chǎn)率,如果一國主要從技術(shù)領(lǐng)先國進(jìn)口,該國獲得的體現(xiàn)在中間產(chǎn)品上的技術(shù)將高于主要從技術(shù)跟隨者進(jìn)口的所得,與進(jìn)口模式相關(guān)的技術(shù)進(jìn)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(shù)轉(zhuǎn)移影響的基礎(chǔ)上,考察了貿(mào)易在技術(shù)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(jìn)技術(shù)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(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長與源自中間投入品關(guān)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(guān)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(jì)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(guān)稅的下降導(dǎo)致的生產(chǎn)率增長遠(yuǎn)高于最終品關(guān)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)在統(tǒng)計上與經(jīng)濟(jì)上都是顯著的,進(jìn)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(shù)進(jìn)步效應(yīng)的質(zhì)疑
對于貿(mào)易模式與技術(shù)溢出、技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系,也存在一些不同的認(rèn)識。Funk(2001)使用面板協(xié)整技術(shù)考察了貿(mào)易模式與國際研發(fā)投入溢出間的關(guān)系,沒有發(fā)現(xiàn)支持進(jìn)口模式與研發(fā)溢出之間關(guān)系的證據(jù),因此認(rèn)為,先前的研究可能高估了進(jìn)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(guān)的間接技術(shù)溢出效應(yīng)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(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)早已引起學(xué)者們的注意,但是受傳統(tǒng)貿(mào)易理論嚴(yán)格假設(shè)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(jìn)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(jìn)展,進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)引起學(xué)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(jìn)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(jìn)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(jìn)口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn),進(jìn)口競爭是促進(jìn)日本生產(chǎn)率提高的重要原因,并且進(jìn)口競爭的作用要大于中間產(chǎn)品進(jìn)口對于生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,更多競爭性產(chǎn)品的進(jìn)口刺激了創(chuàng)新,向國外競爭對手潛在的學(xué)習(xí)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(jìn)步要歸于進(jìn)口競爭部門中的貿(mào)易自南化,總的生產(chǎn)率進(jìn)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(jìn)的影響,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口產(chǎn)品和中間投入品關(guān)稅變動與生產(chǎn)率的變動之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)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(shù)的中間品進(jìn)口促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進(jìn)口關(guān)稅的下降增加了國內(nèi)競爭,導(dǎo)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(jì)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(qiáng)的證據(jù)表明國外競爭和創(chuàng)新之間存在正向的關(guān)系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業(yè)的詳細(xì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)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(jìn)競爭的效應(yīng),由于進(jìn)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(dāng)競爭力更弱的經(jīng)濟(jì)體也開始出口時,這些效應(yīng)會逐漸減弱甚至?xí)孓D(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(jìn)口自由化通過選擇效應(yīng)降低了本國產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率。
對于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究,以上我們按照進(jìn)口總量、進(jìn)口模式和進(jìn)口競爭幾個維度進(jìn)行了系統(tǒng)梳理,但是必須指出的是,這三種機(jī)制并非各自獨立地發(fā)揮對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的影響,它們分別都是從進(jìn)口貿(mào)易的一個側(cè)面反映出進(jìn)口貿(mào)易可能對技術(shù)進(jìn)步帶來的影響,對于一國整體進(jìn)口來說,三種機(jī)制都在共同發(fā)揮著對于技術(shù)進(jìn)步的影響。
五、結(jié)語
進(jìn)口與技術(shù)進(jìn)步關(guān)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(jì)增長機(jī)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(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步之間的內(nèi)生關(guān)系,進(jìn)口是影響一國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究和認(rèn)識,有力證明了自由貿(mào)易所蘊(yùn)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(dǎo)和借鑒。
目前,對于進(jìn)口與我國技術(shù)進(jìn)步關(guān)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(jìn)口產(chǎn)品總量上的研究,缺少對進(jìn)口貿(mào)易模式、進(jìn)口競爭技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究,因而對進(jìn)口與我國技術(shù)進(jìn)步的認(rèn)識還不夠全面。我們認(rèn)為未來對于進(jìn)口與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的研究應(yīng)當(dāng)考慮一些忽略的變量可能產(chǎn)生的影響,深化對于新的機(jī)制的研究,同時對于我國進(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系應(yīng)當(dāng)進(jìn)行更加全面系統(tǒng)的深入研究。
參考文獻(xiàn):
方希樺,包群,賴明勇2004,國際技術(shù)溢出:基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實證研究[J]l中國軟科學(xué)(7)
李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣,2008,國際貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J],經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2)
FTA即自由貿(mào)易協(xié)定，是一種區(qū)域性的貿(mào)易協(xié)定，指兩個或兩個以上的國家或地區(qū)為了進(jìn)行自由貿(mào)易活動，通過談判協(xié)商，逐步減少甚至廢除關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，從而創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)圈而簽訂的協(xié)定。
中國與東盟地理相鄰，一直以來，經(jīng)濟(jì)政治文化往來密切，所以中國與東盟建立自貿(mào)區(qū)有著良好的先天基礎(chǔ)，02年，中國與東盟之間簽署了《中國與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，從此開始了共建自貿(mào)區(qū)之路，經(jīng)過多年努力，到2010年，中國國一東盟自由貿(mào)易區(qū)已經(jīng)正式全面啟動，東盟已取代日本，成為中國第三大貿(mào)易伙伴，而中國則成為了東盟的第一大貿(mào)易伙伴。本文擬采用1996-2012年雙方的貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過貿(mào)易比重，貿(mào)易強(qiáng)度，以及巴拉薩模型來研究FTA的簽訂給中國和東盟雙方貿(mào)易帶來的影響。
在研究FTA對于中國與東盟貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)影響方面，學(xué)者主要采取了可計算的 一般均衡（CGE）模型、引力模型和巴拉薩模型三種模型進(jìn)行研究。
薛敬孝、張伯偉（2004）應(yīng)用CGE模型使用GTAP第五版數(shù)據(jù)庫對亞洲地區(qū)不同貿(mào)易合作安排所可能產(chǎn)生的效果進(jìn)行分析。結(jié)論認(rèn)為中日韓與東盟“10+3”在所有的貿(mào)易安排中效果最佳，但沒有明確區(qū)分貿(mào)易轉(zhuǎn)移和貿(mào)易創(chuàng)造。CGE模型本身結(jié)構(gòu)復(fù)雜， 尤其是對數(shù)據(jù)要求非常高， 因而在推廣使用上具有一定的局限性。
楊歡（2012），運用巴拉薩模型，采取92-07年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立后對中國的進(jìn)口貿(mào)易的效應(yīng)進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，簽訂FTA后中國進(jìn)口貿(mào)易存在貿(mào)易創(chuàng)造而不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移。蔣菡英（2008）選取了1985-2006年的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析FTA的簽訂有助于區(qū)內(nèi)貿(mào)易流量的擴(kuò)大，但與歐盟，北美自貿(mào)區(qū)相比，區(qū)域內(nèi)貿(mào)易比重仍然偏小，貿(mào)易創(chuàng)造有限，而且貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)對于東盟國家更為明顯。巴拉薩模型易于操作，克服了貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移難以計算的問題，本文將采用這種模型。
陳雯（2009）選取2002-2006年期間中國和133個貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用引力模型的單國模式分析中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對中國與東盟國家進(jìn)出口貿(mào)易的影響，通過分析發(fā)現(xiàn)FTA簽訂對中國與東盟的進(jìn)出口有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng) 但是對中國從東盟進(jìn)口的推動作用大于對中國向東盟出口的推動作用，另外，中國與東盟國家在紡勞動密集型產(chǎn)品織品（服裝和電子電器等）上存在著競爭，這一定程度上阻礙了中國對東盟的出口。
一、中國-東盟FTA對雙邊貿(mào)易的影響
中國與東盟建立自貿(mào)區(qū)以來，雙方降稅進(jìn)程不斷向前推進(jìn)，貿(mào)易隨之快速發(fā)展，07年中國向東盟出口941.8億美元，而到了2010年中國東盟自貿(mào)區(qū)全面啟動，當(dāng)年出口額增長到1382.2億美元，雙邊貿(mào)易達(dá)到2927.8億美元，更有分析稱，擁有6億人口的東盟，將在未來成為中國的第一大貿(mào)易伙伴。對于簽訂FTA對于中國和東盟貿(mào)易的影響，可以通過貿(mào)易比重，貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)進(jìn)行衡量。
（一）貿(mào)易比重
貿(mào)易比重，指a國向b國的出口占a國向世界出口總額的比重，或a國從b國的進(jìn)口占a國世界進(jìn)口額的比重，本文從UN Comtrade中選取了1996-2012年中國與東盟五國（菲律賓，馬來西亞，新加坡，泰國，印度尼西亞）的貿(mào)易往來數(shù)據(jù)，計算出了相應(yīng)的貿(mào)易比重，通過貿(mào)易比重可以直觀的表現(xiàn)雙方貿(mào)易往來情況。
圖1，圖2顯示中國對東盟各國出口貿(mào)易比重整體呈上升趨勢，但上升趨勢較為平緩，相對于其他東盟國家，中國對新加坡一直保持較高的出口水平，但在金融危機(jī)后，出口比重下降到0.02以下，2010年后，隨著全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，情況有所好轉(zhuǎn)。在進(jìn)口方面，中國從五個國家的進(jìn)口比重有升有降，與雙方在某些產(chǎn)品存在競爭關(guān)系有關(guān)。簽訂FTA后，對中國從菲律賓的進(jìn)口起到了一定促進(jìn)作用，對其它國家則并不明顯。
（二）貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)
圖3，圖4顯示中國對東盟出口貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)在FTA簽訂后呈上升趨勢，在進(jìn)口方面，馬來西亞上升幅度較大，在2009年相對于2002年上升了21%，而菲律賓在08年之后成為東盟主要五國中與中國在出口方面貿(mào)易關(guān)系最為緊密的國家。在進(jìn)口方面，中國從菲律賓進(jìn)口貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)在07年曾達(dá)到了6，在此之后雖然有所下滑，但截至12年，馬來西亞，菲律賓貿(mào)易強(qiáng)度仍然保持在3左右，明顯高于其他國家。
（三）小結(jié)
由上面幾張圖表，我們可以總結(jié)中國東盟FTA帶來的貿(mào)易影響有以下特征：
1）FTA簽訂對雙方貿(mào)易起到了促進(jìn)作用，雙方貿(mào)易比重都有所提升，這說明雙邊在加大對彼此產(chǎn)品的市場需求，但相對于中國而言，對于東盟的促進(jìn)作用更為明顯。FTA簽訂大力推進(jìn)了東盟國家向中國的出口，使近幾年中國對東盟的貿(mào)易逆差額不斷縮小，到09年時，雙方貿(mào)易額已經(jīng)基本持平，這說明FTA簽訂后，東盟成為最受惠地區(qū)。
2）雙方貿(mào)易受國際經(jīng)濟(jì)大環(huán)境影響較大。在2008年左右，中國與東盟貿(mào)易出現(xiàn)了較大波動，這是由于雙方貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)較為單一，而且雙方對外貿(mào)易依存度較高，綜合幾種因素，雙方貿(mào)易極易受到國際經(jīng)濟(jì)形勢影響。
二、FTA對中國和東盟貿(mào)易影響的實證研究
（一）模型的選?。?/p>
巴拉薩模型在1967年由巴拉薩建立，其基本假設(shè)是，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化之前，進(jìn)口需求彈性不變，若在此之后發(fā)生改變，則改變是由于施行區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化產(chǎn)生的，如果區(qū)域內(nèi)進(jìn)口需求彈性增加，則說明存在總的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，若區(qū)域外進(jìn)口需求彈性減少，則說明存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。
α1為經(jīng)濟(jì)一體化之前的進(jìn)口需求彈性α1+α2為經(jīng)濟(jì)一體化后的進(jìn)口需求彈性，當(dāng)α2大于0時，進(jìn)口需求彈性增加，α2小于0時，進(jìn)口需求彈性減少。
（二）數(shù)據(jù)選取
為了便于研究，將東盟視為一個整體，因為文萊，越南，緬甸，柬埔寨，老撾數(shù)據(jù)不全且貿(mào)易量較小，所以以東盟主要五國新加坡，印尼，馬來西亞，泰國，菲律賓的加總數(shù)據(jù)代替東盟的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文選取1996-2012年的數(shù)據(jù)，中國與東盟五國進(jìn)口總額由UNcomtrade數(shù)據(jù)庫獲取，人均GDP由UNdata數(shù)據(jù)庫取得，其他數(shù)據(jù)在此基礎(chǔ)上計算取得，回歸數(shù)據(jù)以2002年為劃分點，02年之前，虛擬變量d取0，02年之后d取1。
（三）實驗結(jié)果及分析
運用Eviews6.0對（5）（6）（7）進(jìn)行最小二乘法估計，得到結(jié)果如下：從回歸結(jié)果結(jié)果來看，進(jìn)口與人均GDP成正比，符合預(yù)期，由T檢驗值，調(diào)整R2，F(xiàn)檢驗值，D-W值可以看出模型模擬的較好，不存在自相關(guān)，各變量的系數(shù)都在10%顯著水平以上，變量能夠很好的解釋被解釋變量。
將回歸結(jié)果歸納為下表2，比較FTA簽訂前后的進(jìn)口需求收入彈性的變化：
1）中國區(qū)域內(nèi)進(jìn)口需求收入彈性小于1，而東盟區(qū)域內(nèi)進(jìn)口彈性大于1，這是因為中國主要從東盟進(jìn)口原材料和農(nóng)產(chǎn)品，這些產(chǎn)品彈性較小，而東盟主要從中國進(jìn)口機(jī)電產(chǎn)品與紡織品，彈性較大。
2）對于東盟，相對于中國，其區(qū)域內(nèi)進(jìn)口彈性要大于總的進(jìn)口需求彈性，而中國則相反，這在一定程度上反映了雙方在對方貿(mào)易中的地位，從東盟的進(jìn)口占中國總進(jìn)口額較低，這與事實相符。
3）對于中國和東盟，總進(jìn)口需求收入彈性，區(qū)域內(nèi)進(jìn)口，區(qū)域外進(jìn)口收入彈性都有所增加，說明自貿(mào)區(qū)的建設(shè)不僅產(chǎn)生了總的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，還獲得了凈貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，雙方貿(mào)易的擴(kuò)大，使從區(qū)內(nèi)其它國家的進(jìn)口替代了一部分國內(nèi)的生產(chǎn)。
而相應(yīng)的凈轉(zhuǎn)移貿(mào)易效應(yīng)很不明顯，我認(rèn)為原因有以下幾個方面：
首先中國與東盟簽訂FTA后，04年實施早期收獲，05年推行全面減稅，直到2010年才全面落實0關(guān)稅，F(xiàn)TA發(fā)揮效用時間較短，而且雙方貿(mào)易在近幾年也受到世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響。
其次，許多企業(yè)還沒有真正認(rèn)識到中國與東盟簽訂FTA后所隱藏的商機(jī)，在王玉主，沈銘輝關(guān)于中國與東盟的FTA實施情況研究中發(fā)現(xiàn)在中國企業(yè)中已利用FTA的為16.3%，計劃利用的企業(yè)占19.0%，這說明雙方仍有很大發(fā)展空間。
最后，中國在入世后，對于其他非東盟國家也實施了不同程度的降稅，致使貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)不明顯。
三、總結(jié)與建議
采用貿(mào)易比重，貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)，巴拉薩模型研究FTA簽訂對于中國東盟貿(mào)易的影響，結(jié)論大體一致：FTA的簽訂促進(jìn)雙方貿(mào)易的擴(kuò)大，雙方貿(mào)易比重不斷提升，但FTA對東盟貿(mào)易的促進(jìn)作用更為明顯。雙方發(fā)生了貿(mào)易創(chuàng)造，與此同時，中國與東盟雙方簽訂FTA后，貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)較為單一，不易替代各自與區(qū)外發(fā)達(dá)國家間的貿(mào)易，因此沒有產(chǎn)生明顯的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，這說明中國-東盟自貿(mào)區(qū)作為典型的南南型區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化組織，F(xiàn)TA的簽訂帶來的區(qū)域內(nèi)貿(mào)易流量的增加有限。
為了進(jìn)一步深化雙邊貿(mào)易互動，促進(jìn)雙方貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展，提高整個自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)競爭力，我有以下幾點建議：
1）推進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改革，增大雙方貿(mào)易互補(bǔ)性。隨著中國勞動薪酬提高，環(huán)境執(zhí)法趨嚴(yán)，越來越多的“中國制造”變成了“越南制造”“印尼制造”等等，中國與東盟許多產(chǎn)品存在競爭性，對此，中國應(yīng)該逐步調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高技術(shù)附加值較高產(chǎn)品的對東盟出口比重，加強(qiáng)從東盟進(jìn)口所需原材料與半成品，增加
雙方貿(mào)易的互補(bǔ)性。
2）加強(qiáng)相關(guān)優(yōu)惠政策的宣傳，提高相關(guān)行政工作的效率。應(yīng)該讓更多企業(yè)了解中國東盟自貿(mào)區(qū)的相關(guān)政策，為企業(yè)提供幫助，促進(jìn)更多企業(yè)走出去，充分利用對方的優(yōu)勢資源，發(fā)展規(guī)模經(jīng)濟(jì)，增強(qiáng)企業(yè)在全球范圍內(nèi)的競爭優(yōu)勢。
3）加強(qiáng)相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施以及金融服務(wù)體系的建設(shè)。西南地區(qū)交通條件較差，在一定程度上制約了我國東盟一些國家的貿(mào)易發(fā)展，所以要不斷推進(jìn)相關(guān)交通以及通訊設(shè)施的建設(shè)，另外，建立可以共享互動的信息平臺以及相關(guān)金融服務(wù)體系，可以進(jìn)一步促進(jìn)信息流動，減少交易成本。
4）增強(qiáng)政府互信，使中國與東盟在更多層次更多領(lǐng)域開展合作。雙方在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，應(yīng)該加強(qiáng)開展政治對話，增強(qiáng)互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此開放、共同繁榮、協(xié)商一致”的區(qū)域合作原則，增進(jìn)了解，促進(jìn)解決相關(guān)貿(mào)易機(jī)制，運行選擇，南海等相關(guān)問題，并要協(xié)商一致抵制以美國為首的發(fā)達(dá)國家對中國東盟自貿(mào)區(qū)的干預(yù)，為雙方貿(mào)易發(fā)展提供良好的政治環(huán)境。
參考文獻(xiàn)：
[1]薛敬孝，張伯偉.東亞經(jīng)貿(mào)合作安排：基于可計算一般均衡 模型的比較研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004，06：51-59.
[2]李榮林，趙濱元.中國當(dāng)前FTA貿(mào)易效應(yīng)分析與比較[J]. 亞太經(jīng)濟(jì)，2012，03：110-114.
[3]楊歡.中國―東盟自由貿(mào)易區(qū)中國進(jìn)口的貿(mào)易效應(yīng)研究 ――基于巴拉薩模型[J].對外經(jīng)貿(mào)，2012，09：10-11.
中圖分類號：F742文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
文章編號：1000-176X（2014）06-0092-07
我國的對外貿(mào)易發(fā)展迅猛，出口總額和貿(mào)易總額在2012年躍居世界第一，貿(mào)易順差穩(wěn)步增長，人民幣升值壓力也越來越大。盡管2005年啟動的新一輪匯率改革使人民幣兌美元已累計升值24%以上，但貿(mào)易順差卻并未因此而扭轉(zhuǎn)。那么，人民幣升值能否改善我國持續(xù)的雙順差情況？進(jìn)出口不同行業(yè)受到人民幣升值影響的程度又有何差別？基于此，本文從國別層面和行業(yè)層面對我國進(jìn)出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性進(jìn)行了測算。
一、文獻(xiàn)回顧
關(guān)于進(jìn)出口彈性方面的研究相當(dāng)豐富，多數(shù)以價格彈性為切入點，探討馬歇爾―勒納條件（簡稱M-L條件）是否成立，即貶值能否改善國際收支。Baldwin和Krugman[1]研究發(fā)現(xiàn)，在1985―1987年間，美元貶值并未改善美國的赤字狀況，反而引起赤字持續(xù)增加。Backus[2]將短期分析與長期分析相結(jié)合，認(rèn)為匯率變動只能緩和但不能真正解決日美貿(mào)易失衡。Boyd等[3]以8個OECD國家為研究對象，發(fā)現(xiàn)其中5個國家滿足M-L條件，即本幣貶值能夠增加出口、減少進(jìn)口。Olugbenga[4]的研究也得出了相近的結(jié)論。Liew等[5]對1986―1999年間的亞洲五國和日本進(jìn)行了實證檢驗發(fā)現(xiàn)，菲律賓、泰國、馬來西亞和新加坡在本幣貶值時，對日貿(mào)易狀況惡化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八個貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易狀況為研究對象，采用面板協(xié)整方法進(jìn)行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)瑞典對其中兩國的貿(mào)易符合M-L條件。Kwack等[7]則利用1994―2003年的數(shù)據(jù)估計了亞洲一些國家或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的價格彈性，發(fā)現(xiàn)其數(shù)值在1.05―3.10之間。
對于我國進(jìn)出口彈性的研究，國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量的努力。厲以寧[8]利用1970―1983年的數(shù)據(jù)，得出我國的進(jìn)出口彈性分別為0.69和0.05，顯然不符合M-L條件；殷德生[9]以1990―2004年的數(shù)據(jù)測算出我國進(jìn)口價格彈性為-0.57，而出口價格彈性為0.01，也不符合M-L條件；戴世宏[10]研究發(fā)現(xiàn)，利用人民幣對日元雙邊實際匯率得出我國對日本的進(jìn)出口彈性分別為0.30和0.63；另一方面，戴祖祥[11]的實證結(jié)果卻支持M-L條件，發(fā)現(xiàn)我國進(jìn)出口彈性之和顯著大于1；范金等[12]研究得出我國中長期進(jìn)出口價格彈性分別為- 1.08和- 0.86；盧向前和戴國強(qiáng)[13]基于1994―2003年的月度數(shù)據(jù)計算得出我國進(jìn)出口匯率彈性分別為1.96和-1.88；周杰琦和汪同三[14]的研究也支持M-L條件的成立，即其他條件不變時，本幣貶值會促進(jìn)出口、抑制進(jìn)口，本幣升值會抑制出口、增加進(jìn)口。
盡管針對進(jìn)出口彈性的研究相當(dāng)豐富，但相對于價格彈性而言，收入彈性的研究較少，而且，分行業(yè)的研究也較為缺乏。為了彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文將進(jìn)行如下改進(jìn)：首先，將國別層面的雙邊貿(mào)易情況和行業(yè)層面的細(xì)分貿(mào)易情況綜合考慮，使研究更為全面。其次，在行業(yè)層面的研究中，并未對各行業(yè)使用單一的人民幣實際有效匯率和世界實際GDP，而是基于各行業(yè)的情況構(gòu)造了該行業(yè)的人民幣實際匯率及世界實際GDP，這更能準(zhǔn)確反映行業(yè)差別。
二、基于國別層面的價格彈性和收入彈性測算
1.模型設(shè)定及樣本選取
本文借鑒Goldstein和Kahn[15]的研究，根據(jù)不完全替論構(gòu)建進(jìn)出口模型。不完全替論假設(shè)：一國進(jìn)出口商品與國內(nèi)產(chǎn)品之間存在不完全替代關(guān)系。該理論以比較優(yōu)勢原理為基礎(chǔ)，認(rèn)為貿(mào)易國家出口具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品而進(jìn)口沒有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。因此，在局部均衡框架下，出口取決于雙邊匯率和外國收入的大小，前者反映替代效應(yīng)，后者反映收入效應(yīng)；進(jìn)口取決于雙邊匯率和本國收入的大小，前者反映替代效應(yīng)，后者反映收入效應(yīng)。替代效應(yīng)用雙邊實際匯率E來表示，收入效應(yīng)則分別用外國GDP和本國GDP表示，因此，構(gòu)建進(jìn)出口方程如下：
為了擴(kuò)大樣本容量，增加回歸結(jié)果的可靠性，本文選取與我國貿(mào)易聯(lián)系緊密的覆蓋六大洲的23個國家或地區(qū)作為研究對象：分別為我國香港、印度、印度尼西亞、日本、韓國、馬來西亞、菲律賓、新加坡、我國臺灣、泰國、越南、法國、德國、意大利、荷蘭、俄羅斯聯(lián)邦、英國、美國、加拿大、澳大利亞、新西蘭、巴西和南非。2012年，我國與這些國家或地區(qū)的出口額占總出口額的77.23%，進(jìn)口額占總進(jìn)口額的68.97%，進(jìn)出口總額則占比73.34%，因此，樣本國家和地區(qū)的選取無論是在地域分布上還是相關(guān)性上都是非常具有代表性的。考慮到在實際貿(mào)易中，某些貿(mào)易作為一個整體與我國進(jìn)行貿(mào)易談判和合作，因此，本文將樣本中的歐盟和東盟分別作為單獨個體進(jìn)行考慮，既可以簡化模型又符合現(xiàn)實情況，其中，歐盟地區(qū)包括法國、德國、意大利、荷蘭和英國；東盟則包括印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國和越南。這樣，樣本數(shù)量為14個國家和地區(qū)。
考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本時間定為1998―2012年，之所以沒有選擇季度數(shù)據(jù)，主要是因為在數(shù)據(jù)搜集過程中，各國季度數(shù)據(jù)的來源不一，可能造成統(tǒng)計口徑的不同，從而影響回歸結(jié)果的精確性。我國與各國或地區(qū)的雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和海關(guān)總署網(wǎng)站；雙邊名義匯率數(shù)據(jù)來自于World Bank和Eurustat，其中，1998年歐元對人民幣匯率通過歐盟各國貨幣與人民幣匯率及各貨幣占?xì)W元比重?fù)Q算所得，東盟地區(qū)匯率根據(jù)東盟六國分別與我國雙邊貿(mào)易額占總額的比例作為權(quán)重，將各國貨幣與人民幣匯率進(jìn)行加權(quán)平均獲得；雙邊實際匯率根據(jù)名義匯率×外國物價指數(shù)/本國物價指數(shù)求得，物價指數(shù)用CPI代替（2005年=100），除我國臺灣地區(qū)數(shù)據(jù)來自于各年《臺灣統(tǒng)計年鑒》以外，各國或地區(qū)2005年不變價的GDP數(shù)據(jù)均來自World Bank，CPI數(shù)據(jù)來自于IMF2013年4月出版的《World Economic Outlook（WEO）》。歐盟和東盟的GDP是其涵蓋國家的GDP之和，CPI則根據(jù)各國和地區(qū)與我國雙邊貿(mào)易額占比作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均獲得。之所以將所有數(shù)據(jù)都處理成2005年為基期，主要是由于人民幣匯率改革從2005年7月開始，以此為基期可以增強(qiáng)數(shù)據(jù)的可比性。為了消除各數(shù)據(jù)可能存在的異方差，所有數(shù)據(jù)均進(jìn)行了對數(shù)處理，實證結(jié)果基于Eviews 6.0。
2.實證檢驗
在進(jìn)行回歸分析前，要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，以判斷序列是否平穩(wěn)，避免產(chǎn)生“偽回歸”，本文利用LLC和IPS兩種方法來檢驗面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗結(jié)果說明各序列的水平值都是非平穩(wěn)的，經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，可以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，因此構(gòu)建固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究，它可以控制不可觀測經(jīng)濟(jì)變量所引致的OLS估計的偏差，從而得到較準(zhǔn)確的模型參數(shù)估計值?？紤]到可能存在未觀測到的因素對個別國家或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，如貿(mào)易政策等，因此樣本數(shù)據(jù)存在截面異方差和同期截面相關(guān)，所以在估計模型參數(shù)時，本文使用截面加權(quán)的GLS方法進(jìn)行估計。
對進(jìn)口方程（1）的回歸結(jié)果如表1所示。
3.結(jié)果分析
總體上而言，1998―2012年間，我國的進(jìn)口價格彈性為-0.30，表明人民幣實際升值1.00%會引起進(jìn)口增加0.30%；進(jìn)口收入彈性為1.25，說明我國實際GDP增加1.00%會拉動進(jìn)口增加1.25%；出口價格彈性為0.48，表明人民幣實際升值1.00%將導(dǎo)致出口減少0.48%；出口收入彈性為1.53，表明世界實際GDP增加1.00%將帶動我國出口上升1.53%。出口價格彈性大于進(jìn)口價格彈性，這主要是由于進(jìn)口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機(jī)電等制成品為主；進(jìn)出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾―勒納條件不成立，這可以解釋人民幣持續(xù)升值以來我國的貿(mào)易順差依然增長這一現(xiàn)實。收入彈性明顯大于價格彈性，說明相對于匯率而言，我國進(jìn)出口額主要取決于國內(nèi)外收入水平，在2008―2009年國際金融危機(jī)時期，我國進(jìn)出口增長率驟降至-16.00%和-11.20%，充分說明了收入變動對貿(mào)易的顯著影響，也顯示了我國出口貿(mào)易對外部經(jīng)濟(jì)的依賴性較強(qiáng)。
進(jìn)口方程的回歸結(jié)果顯示，1998―2012年間，我國臺灣的價格彈性絕對值最大，為1.05，巴西的價格彈性絕對值最小，僅為0.23，這主要是由于我國從臺灣地區(qū)進(jìn)口的商品中，以機(jī)電產(chǎn)品、光學(xué)鐘表、醫(yī)療設(shè)備等為主，而從巴西進(jìn)口的商品則以礦產(chǎn)品和植物產(chǎn)品為主，顯然礦產(chǎn)品等資源類產(chǎn)品的價格彈性要小于機(jī)電等制成品的價格彈性。所有價格彈性中，我國香港和俄羅斯聯(lián)邦的系數(shù)符號與預(yù)期不符，說明人民幣升值引起這兩個地區(qū)的進(jìn)口減少，這與理論相悖，其原因可能在于：首先，我國進(jìn)口以投資品和原材料（如石油、鐵礦石）為主，其彈性較低，受匯率變動的影響較小。其次，加工貿(mào)易進(jìn)口與一般貿(mào)易進(jìn)口受匯率的影響方向相反，當(dāng)實際匯率升值時，國內(nèi)生產(chǎn)成本特別是勞動力成本相對增加，在激烈的國際分工競爭環(huán)境下，勞動密集型產(chǎn)業(yè)的加工貿(mào)易訂單逐漸向其他低成本國家轉(zhuǎn)移，反映在海關(guān)統(tǒng)計賬下，則是加工貿(mào)易進(jìn)口的下降。收入彈性方面，巴西最大，為2.26，俄羅斯聯(lián)邦最小，僅為0.64；我國香港的收入彈性不顯著，這可能是由于我國和香港地區(qū)的大部分貿(mào)易都是轉(zhuǎn)口貿(mào)易造成的。
出口方程的回歸結(jié)果顯示，在1998―2012年間，我國對印度出口的價格彈性最大，為 1.64，這主要是由于我國對印度出口的第一大類產(chǎn)品是紡織品，而對其他國家或地區(qū)的第一大類出口產(chǎn)品則為機(jī)電產(chǎn)品，紡織品的技術(shù)含量較低，比較容易受到匯率波動的影響，而對俄羅斯聯(lián)邦出口的價格彈性最小，僅為0.25，說明人民幣升值對我國向俄羅斯出口的影響較小。收入彈性方面，美國最大，為2.93，因此，次貸危機(jī)期間，我國對美出口急劇縮減，引起國內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滑坡，這進(jìn)一步反映了我國出口貿(mào)易對美國經(jīng)濟(jì)狀況的高度依賴；新西蘭的收入彈性最小，為0.89，說明相對于其他國家和地區(qū)而言，新西蘭的實際GDP變化引起的我國對新西蘭出口的變化最小；我國臺灣的收入彈性系數(shù)不顯著，這可能是由于臺灣地區(qū)的數(shù)據(jù)來源與其他樣本國家或地區(qū)的來源不一致造成的數(shù)據(jù)偏差所致。
在14個樣本國家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進(jìn)出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續(xù)升值但并沒有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點問題。
進(jìn)出口方程的回歸結(jié)果都顯示，除我國香港和臺灣地區(qū)的收入彈性不顯著外，其他國家或地區(qū)的收入彈性均大于價格彈性，這意味著我國的貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據(jù)。
三、基于行業(yè)層面的價格彈性和收入彈性的測算
Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合數(shù)據(jù)分析匯率對貿(mào)易的影響時，彈性大的商品會被彈性小的商品所掩蓋，從而整體上表現(xiàn)出對匯率變化反應(yīng)不明顯的特征。因此，在國別層面的基礎(chǔ)上，本文將從行業(yè)層面對我國進(jìn)出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性進(jìn)行進(jìn)一步的測算，以避免總量數(shù)據(jù)產(chǎn)生的偏差。
1.模型設(shè)定及樣本選取
HS分類標(biāo)準(zhǔn)
HS（The Harmonized Commodity Description and Coding System，商品名稱及編碼協(xié)調(diào)制度）是指在原《海關(guān)合作理事會商品分類目錄（CCCN）》和《國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類目錄（SITC）》的基礎(chǔ)上，協(xié)調(diào)國際上多種商品分類目錄而制定的一部多用途的國際貿(mào)易商品分類目錄。將貿(mào)易品分為22類，本文結(jié)合SITC標(biāo)準(zhǔn)，參考相關(guān)研究分類思路，選取以下行業(yè)進(jìn)行研究：農(nóng)業(yè)及食品業(yè)FOOD（HS1-4類）、采礦業(yè)MIN（HS5類）、化工業(yè)CHEM（HS6-7類）、木材及造紙業(yè)WOOD（HS8-10類）、紡織業(yè)TEXT（HS11-12類）、冶金業(yè)METAL（HS15類）、電子電氣業(yè)EMACH（HS16類）和機(jī)械運輸業(yè)MACH（HS17-18類）。
計量模型沿用式（1）和（2）。其中，IMi，t和EXi，t分別表示t時期i行業(yè)的進(jìn)口額和出口額，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。Ei，t表示t時期i行業(yè)的人民幣實際有效匯率，為了更為準(zhǔn)確地顯示行業(yè)之間的差別，本文編制了各行業(yè)的人民幣實際有效匯率，這與Campa和Goldberg[17]以單一有效匯率進(jìn)行衡量的方法不同。具體而言，先根據(jù)海關(guān)統(tǒng)計月報中《我國對部分國家（地區(qū)）進(jìn)（出）口商品類章金額統(tǒng)計表》的數(shù)據(jù)，得出本文所研究的8類行業(yè)與23個主要貿(mào)易伙伴的進(jìn)（出）口額（這些主要貿(mào)易伙伴即為前文第二部分的23個國家或地區(qū)），將各行業(yè)與貿(mào)易伙伴的進(jìn)（出）口額月度數(shù)據(jù)匯總為年度數(shù)據(jù)，用其與每個貿(mào)易伙伴的進(jìn)（出）口額占比作為該年的實際匯率權(quán)重，再用各貿(mào)易伙伴國家或地區(qū)貨幣對人民幣的雙邊實際匯率進(jìn)行加權(quán)平均，最終得到該行業(yè)的實際有效匯率。DGDPi，t表示t時期的國內(nèi)實際GDP，與國別層面數(shù)據(jù)相同。FGDPi，t表示t時期i行業(yè)的世界實際GDP，這里本文也進(jìn)行了構(gòu)造，各行業(yè)的世界實際GDP以上述23個國家或地區(qū)的實際GDP按照加權(quán)平均計算所得，權(quán)重亦為各行業(yè)我國與貿(mào)易伙伴進(jìn)（出）口額的各年占比。未說明的數(shù)據(jù)來源與第二部分相同，此處不再贅述。
2.實證檢驗
本文利用LLC、IPS方法來檢驗面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗結(jié)果說明各序列的水平值都是非平穩(wěn)的，經(jīng)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，可以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。
對進(jìn)口方程的回歸結(jié)果如表3所示。
3.結(jié)果分析
進(jìn)口方程結(jié)果顯示，各行業(yè)的進(jìn)口價格彈性較小，說明我國進(jìn)口的大部分產(chǎn)品在國內(nèi)市場受可替代品的競爭有限，采礦業(yè)和冶金業(yè)的價格彈性為正，意味著當(dāng)匯率升值時，這兩個行業(yè)的進(jìn)口反而減少，這主要是由于采礦業(yè)和冶金業(yè)的進(jìn)口主要以原油、鐵礦石等國際大宗資源類商品為主，屬于初級產(chǎn)品，存在“追漲殺跌”的現(xiàn)象。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的價格彈性最大，為-0.86，而采礦業(yè)的價格彈性最小，僅為0.15，這也說明了由于我國紡織品的低價優(yōu)勢對進(jìn)口紡織品構(gòu)成激烈的競爭，而進(jìn)口的原油及成品油等采礦產(chǎn)品則具備明顯的不可替代性。收入彈性方面，電子電氣業(yè)最大，為1.89，而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)最小，為1.07，說明電子產(chǎn)品屬于提升生活質(zhì)量的非必需品，而農(nóng)產(chǎn)品則是滿足基本生活需要的必需品，因此，當(dāng)國內(nèi)收入增加時，電子產(chǎn)品的進(jìn)口必然增加較多。
出口方程結(jié)果顯示，除紡織業(yè)外，各行業(yè)的出口價格彈性均小于1，但多數(shù)大于其進(jìn)口價格彈性，說明相對于進(jìn)口品在國內(nèi)市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的價格彈性最大，為1.40，這主要是由于我國出口的紡織品技術(shù)含量較低，價格優(yōu)勢明顯，一旦出現(xiàn)匯率波動，出口商會受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價格彈性最小，僅為0.20，這主要是由于農(nóng)產(chǎn)品的必需品特性決定的。收入彈性方面，除農(nóng)業(yè)及食品業(yè)外，各行業(yè)的出口收入彈性均大于其進(jìn)口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強(qiáng)，容易受到國外經(jīng)濟(jì)的影響，這與國別層面的結(jié)論一致。在8個行業(yè)中，紡織業(yè)的收入彈性最大，為3.08，說明國外需求變動對該行業(yè)出口的影響較大，這進(jìn)一步體現(xiàn)了紡織業(yè)的低附加值特性；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)僅為1.05的收入彈性也是其本身的必需品特性決定的。
進(jìn)出口方程結(jié)果都顯示，所有行業(yè)的進(jìn)出口收入彈性均大于價格彈性，說明我國進(jìn)出口貿(mào)易中，收入影響要大于匯率影響。
四、結(jié)論
本文基于1998―2012年我國雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)和細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)測算了我國進(jìn)出口貿(mào)易的價格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示，我國進(jìn)口價格彈性為-0.30，出口價格彈性為0.48，進(jìn)出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾―勒納條件不成立。出口價格彈性大于進(jìn)口價格彈性，這主要是由于進(jìn)口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機(jī)電等制成品為主。進(jìn)出口收入彈性分別為1.25和1.53，均大于價格彈性，說明貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據(jù)。在14個樣本國家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進(jìn)出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國家或地區(qū)的雙邊貿(mào)易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續(xù)升值但并沒有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點問題?？紤]到我國貿(mào)易對象較為集中，容易引起貿(mào)易摩擦，今后應(yīng)在穩(wěn)定亞洲、歐洲和北美洲等國家或地區(qū)的貿(mào)易關(guān)系時，積極開辟新興市場，加強(qiáng)與非洲、拉丁美洲等國家或地區(qū)的貿(mào)易往來，加深不同層次的對話，以減少貿(mào)易摩擦發(fā)生的可能性。
另一方面，我國進(jìn)出口貿(mào)易價格彈性和收入彈性的行業(yè)差別明顯：多數(shù)行業(yè)的出口價格彈性大于其進(jìn)口價格彈性，說明相對于進(jìn)口品在國內(nèi)市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈；出口收入彈性均大于其進(jìn)口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強(qiáng)，容易受到國外經(jīng)濟(jì)的影響，這與國別層面的結(jié)論一致；各行業(yè)的進(jìn)出口收入彈性均大于價格彈性，再次印證了收入對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的顯著性。紡織業(yè)的進(jìn)口價格彈性最大，而采礦業(yè)最小，說明進(jìn)口紡織品在國內(nèi)面臨激烈的競爭，而進(jìn)口的原油及成品油等礦產(chǎn)品則具備明顯的不可替代性；紡織業(yè)的出口價格彈性也最大，這與其技術(shù)含量較低有關(guān)，一旦出現(xiàn)匯率波動，出口商會受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價格彈性最小，這主要是由于農(nóng)產(chǎn)品的必需品特性決定的?？梢?，優(yōu)化商品結(jié)構(gòu)，提升出口競爭力是進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展的又一重點。在合理發(fā)展具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)的同時，提升資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，并加快推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，逐步完成外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級。
參考文獻(xiàn)：
[1]Baldwin， R.，Krugman，P.Persistent Trade Effects of Large Exchange Rate Shocks [J].Quarterly Journal of Economics，1989，104（4）.
[2]Backus，D.The Japanese Trade Balance： Recent History and Future Prospects [J].Japan and the World Economy，1998， 10（4）.
[3]Boyd，D.，Caporale，G.M.，Smith，R.Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade： Cointegration and the Marshall-Lerner Condition [J].International Journal of Finance & Economics，2001， 6（3）.
[4]Olugbenga，O.Exchange Rate and Trade Balance in East Asia： Is There a J-Curve [J].Economics Bulletin，2003， （5）.
[5]Liew，K.，Lim，K.，Hussain，H.Exchange Rate and Trade Balance Relationship： The Experience of ASEAN Countries[J].International Trade，2003， （7）.
[6]Irandoust，M.，Parmler，J.Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence from Likelihood-Based Panel Cointegration [J].Economic Systems，2006，（7）.
[7]Kwack，S.Y.，Ahn，C.Y.，Lee，Y.S.，Yang，D.Y.Consistent Estimates of World Trade Elasticities and an Application to the Effects of Chinese Yuan （RMB） Appreciation [J].Journal of Asian Economics，2007，（4）.
[8]厲以寧.中國對外經(jīng)濟(jì)與國際收支研究 [M].北京： 國際文化出版公司，1991.
[9]殷德生.中國貿(mào)易收支的匯率彈性與收入彈性 [J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2004，（11）.
[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿(mào)易收支實證研究 [J].金融研究，2006，（6）.
[11]戴祖祥.我國貿(mào)易收支的彈性分析 [J].經(jīng)濟(jì)研究，1997，（7）.
[12]范金，王艷，梁俊偉.中國進(jìn)出口價格彈性研究 [J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，（7）.
[13]盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響： 1994―2003 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2005， （5）.
[14]周杰琦，汪同三.人民幣實際匯率波動對我國貿(mào)易收支的影響――基于非對稱協(xié)整的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2010 ，（1）.
[15]Goldstein，M. ，Kahn，M. Income and Price Effects in Foreign Trade[J]. Handbook of International Economics，1985，（6）.
1中國經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易間關(guān)系分析
1.1指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)處理
本文在研究過程中選擇中國進(jìn)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(jì)增長的指標(biāo)。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(guān)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(jìn)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(jìn)口總額、出口總額、出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗；第三步，對進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的影響關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗。
1.2指標(biāo)實證分析
1.2.1單位根檢驗。通過進(jìn)行ADF檢驗可以對上述指標(biāo)的單位根進(jìn)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(jìn)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(jìn)行對采集的數(shù)據(jù)進(jìn)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(guān)系檢驗。通常地，變更間的協(xié)整關(guān)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(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示：對外貿(mào)易出口總額、對外貿(mào)易進(jìn)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(guān)系，即進(jìn)出口額對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用。1.2.3Glanger果關(guān)系檢驗。進(jìn)一步地，通過構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準(zhǔn)確的分析出對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)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(jìn)口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的促進(jìn)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(guān)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(jì)增長的格蘭杰原因是對外貿(mào)易（出口和進(jìn)口）；在較長的年份期間，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均與中國經(jīng)濟(jì)的增長保護(hù)穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步地對協(xié)整方程進(jìn)行分析，結(jié)果顯示出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的迅速增長，但是進(jìn)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(jì)增長既依賴于對外貿(mào)易,而對外貿(mào)易的發(fā)達(dá)程度又取決于經(jīng)濟(jì)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(jìn)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(rèn)真思考“新常態(tài)”、盡快適應(yīng)“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(jìn)經(jīng)濟(jì)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(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提出兩點建議:
3.1擴(kuò)大進(jìn)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(jìn)口在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面更能發(fā)揮效用，所以應(yīng)適度擴(kuò)大進(jìn)口。當(dāng)然，要避免低水平的重復(fù)引進(jìn)，重點是高新技術(shù)的進(jìn)口，適應(yīng)新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質(zhì)量效率、技術(shù)密集轉(zhuǎn)型，通過創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)快速增長。
國內(nèi)學(xué)者佟家棟(1995)較早探討了進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,認(rèn)為不同時期進(jìn)口增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)度不同,但總體上存在著正相關(guān)關(guān)系;陳家勤(1999)在研究中發(fā)現(xiàn)除了美國這樣的發(fā)達(dá)國家,發(fā)展中國家如韓國、印度和巴西等在經(jīng)濟(jì)增長過程中進(jìn)口貿(mào)易的作用都大于出口貿(mào)易;徐光耀(2007)肯定了進(jìn)口貿(mào)易對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的推動作用。認(rèn)為擴(kuò)大進(jìn)口先進(jìn)技術(shù)、關(guān)鍵設(shè)備和國內(nèi)短缺的能源、原材料,促進(jìn)資源進(jìn)口的多元化,將更加有利于我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長。朱維芳(2007)分析開放后我國進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響,認(rèn)為進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用絲毫不亞于出口。熊鳳琴(2009)考察我國生產(chǎn)者服務(wù)進(jìn)口總值及其結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,認(rèn)為生產(chǎn)者服務(wù)總進(jìn)口和新興服務(wù)進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用,而運輸服務(wù)進(jìn)口具有顯著的抑制作用。
二、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證檢驗
(一)數(shù)據(jù)來源與變量定義
選取1982-2008年的各變量年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù),各服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口數(shù)據(jù)均來自世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫(WTO International Trade Statistics Database),GDP數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(UNSTATS)。參照世界貿(mào)易組織對服務(wù)貿(mào)易的分類,本文將我國服務(wù)貿(mào)易分為三大部門即運輸、旅游及其它商務(wù)服務(wù),其它商務(wù)服務(wù)中一共包括八項,具體為通訊、建筑、保險、金融、計算機(jī)和信息服務(wù)、專利許可和技術(shù)轉(zhuǎn)讓、文體娛樂(包括電影等音像制品)和其他商業(yè)服務(wù)(包括會計、法律、咨詢和廣告等)。經(jīng)濟(jì)增長以我國歷年GDP來衡量。各變量單位為億美元,用美國勞工部公布的CPI調(diào)整為不變價格,取各變量的自然對數(shù)以消除異方差。
(二)單位根檢驗和協(xié)整分析
1、在進(jìn)行時間序列分析時,傳統(tǒng)上要求所采用的時間序列必須是平穩(wěn)的,否則就會產(chǎn)生“偽回歸”問題。但是在現(xiàn)實中,經(jīng)濟(jì)中的時間序列大多是非平穩(wěn)的,為了使回歸有意義,就要對其實行平穩(wěn)化。而通常的做法是對時間序列進(jìn)行差分,然后對差分序列進(jìn)行回歸檢驗,這樣做的缺點是忽略了原時間序列中包含的有用信息,而這些信息對分析問題來說又是至關(guān)重要的。為了解決上述問題,可以采用協(xié)整方法,而要進(jìn)行協(xié)整就必須進(jìn)行單位根檢驗。進(jìn)行單位根檢驗的方法很多,如DF方法,ADF方法,PP方法,本文采用ADF方法。
對各變量進(jìn)行ADF檢驗,經(jīng)過多次嘗試,選擇最佳滯后期和檢驗形式,得到單位根結(jié)果:在5%的顯著性水平下所有變量序列都是非平穩(wěn)序列;經(jīng)過一階差分以后,所有變量在5%顯著性水平上都是平穩(wěn)的,故它們都是一階單整I(1),可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗。
2、這里根據(jù)Johansen的最大似然方法來檢驗GDP、運輸服務(wù)進(jìn)口、旅游服務(wù)進(jìn)口以及其它商務(wù)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間的協(xié)整關(guān)系,其中最優(yōu)滯后期的選擇,這里根據(jù)非約束的VAR模型的殘差分析結(jié)合似然比檢驗法而得到。經(jīng)過檢驗,GDP與運輸、旅游和其他商務(wù)的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。運輸貿(mào)易進(jìn)口每增長1%,給GDP帶來1.25%的增長;旅游貿(mào)易進(jìn)口增長1%可以給GDP帶來0.91%的負(fù)增長;其他服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長1%可以拉動GDP增長0.74%個百分點。如果其他商務(wù)服務(wù)、旅游服務(wù)和運輸服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口同時增加一個百分點,會給經(jīng)濟(jì)帶來1.08%的增長,這與大多數(shù)研究結(jié)論相同。上述實證結(jié)論也符合理論的判斷:旅游貿(mào)易進(jìn)口是單純的消費性的支出,這種支出不會帶來潛在產(chǎn)出增長,因此旅游貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān);其他商務(wù)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口,包括通訊、建筑、保險、金融、計算機(jī)和信息服務(wù)等,通過進(jìn)口其它商務(wù)服務(wù)可以獲得信息和先進(jìn)的技術(shù),從而引起全要素生產(chǎn)率的提高,對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生推動作用;運輸服務(wù)進(jìn)口中有相當(dāng)部分是生產(chǎn)所需要原材料、機(jī)械設(shè)備,這些進(jìn)口的增加有利于生產(chǎn),因此運輸服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)。
(三)Granger因果關(guān)系檢驗
上述實證結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口各項目與GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還有待進(jìn)一步的檢驗,在這里使用Granger檢驗進(jìn)一步討論上述變量之間的因果關(guān)系。Granger因果檢驗在考察序列x是否是序列y的原因時采用這樣一種方法,先估計當(dāng)前y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度,如果是則稱序列x是y的Granger原因,此時x的滯后期具有統(tǒng)計顯著性。格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示,在95%的置信水平下,旅游、運輸和其他服務(wù)的貿(mào)易進(jìn)口都是引起GDP變化原因,而GDP不是旅游、運輸和其他服務(wù)的貿(mào)易進(jìn)口變化原因。
三、結(jié)論及建議
本文對中國1982―2008年的對中國服務(wù)貿(mào)易逆差的構(gòu)成進(jìn)行了分析,并在此基礎(chǔ)上對運輸、旅游及其它服務(wù)的貿(mào)易進(jìn)口與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗,得出以下幾點結(jié)論:
第一,運輸、旅游及其它項目的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。從長遠(yuǎn)看,運輸、旅游及其它項目的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口如果分別增長1%,會分別給GDP帶來大約1.25%、-0.91%、0.74%個百分點的增長;若均衡增長1%,會給GDP帶來1.08%的增長。
中圖分類號：F740文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0039-06
一、研究綜述：FDI和進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)
Mcdougall在1960年提出了FDI（外國直接投資）的技術(shù)溢出效用，其后，許多學(xué)者對“FDI的技術(shù)溢出假設(shè)”進(jìn)行了實證檢驗。但早期對技術(shù)溢出效應(yīng)的檢驗，主要是將FDI作為一個獨立的生產(chǎn)要素納入到內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)中，通過驗證內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率是否與外資相關(guān)，從而驗證FDI的技術(shù)溢出效用，如Caves［1］，Globerman［2］，F(xiàn)eder［3］以及Kokko［4］。而1993年，由Haddad和Harrison提出了以全要素生產(chǎn)率替代生產(chǎn)函數(shù)作為被解釋變量，能夠更好地揭示技術(shù)進(jìn)步［5］。隨后的1995年，Coe和Helpman創(chuàng)造性地將研發(fā)資本存量作為內(nèi)生變量，研究本國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量和通過進(jìn)口貿(mào)易引入的外國（地區(qū)）研發(fā)資本存量與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系（即CH模型）［6］，使這一領(lǐng)域的研究發(fā)生了質(zhì)的飛躍。1997年Coe、Helpman和Hoffmaister又
收稿日期：2008-07-26
作者簡介：申嫦娥(1963-),女，湖南省邵東縣人，北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院副教授，管理學(xué)博士，研究方向：財務(wù)管理（含國際財務(wù)，即國際投融資）。
進(jìn)一步在CH模型中引入了另一個與國際貿(mào)易密切相關(guān)的變量，即FDI，成為擴(kuò)展的CH模型（被稱之為CHH模型）［7］。Walid和Edward利用擴(kuò)展的CH模型研究G6對OECD國家的技術(shù)溢出效用，發(fā)現(xiàn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于進(jìn)口貿(mào)易［8］。
國內(nèi)對技術(shù)溢出的研究文獻(xiàn)較多，但大多數(shù)集中在利用國外的早期方法，直接以FDI或進(jìn)口貿(mào)易作為解釋變量，驗證其與內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的相關(guān)性，這些研究成果請參見鄭秀君對這一方面的一個綜述［9］，本文只就國內(nèi)對CH模型的應(yīng)用情況作一回顧。方希樺、包群和賴明勇，主要研究中國從G7的進(jìn)口貿(mào)易中獲得的技術(shù)溢出，發(fā)現(xiàn)效應(yīng)顯著［10］。蔡虹和孫順成研究了進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易溢出的技術(shù)知識存量促進(jìn)了中國總產(chǎn)出的增長［11］。李平和錢利考查了中國前10大進(jìn)口國（地區(qū)）和FDI來源國（地區(qū)）對中國各地區(qū)的技術(shù)溢出效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)口和貿(mào)易促進(jìn)了我國的技術(shù)
進(jìn)步，但地區(qū)差別顯著［12］。黃先海和張云帆選取我國前十位的進(jìn)口貿(mào)易國和外商投資國，研究對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)我國外貿(mào)外資（即FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)都較顯著，但相對而言，外資的技術(shù)溢出效應(yīng)略大于外貿(mào)的溢出效應(yīng)［13］。
從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，一些是從進(jìn)口貿(mào)易的角度，專門研究西方發(fā)達(dá)國家對我國的技術(shù)溢出，另一些則是從我國進(jìn)口貿(mào)易前十位和FDI前十大來源國的角度研究對華技術(shù)溢出。但筆者以為，一方面，只研究西方大國，而忽視亞洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)對中國的影響力是不夠的，基于相同文化背景的影響力可能更大；另一方面，如果選取進(jìn)口貿(mào)易或FDI前十位，又可能會選取來自避稅地或非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）的投資或進(jìn)口。比如中國香港，就是一個避稅地，對中國大陸的投資和貿(mào)易額都占據(jù)我國前十位，但它只是跳板或中轉(zhuǎn)站，有許多投資和貿(mào)易輸入的并不是香港的技術(shù)，而是原產(chǎn)地或原投資地的技術(shù)。
本文采用擴(kuò)展的CH模型并進(jìn)行修訂，將研發(fā)資本存量作為內(nèi)生變量，選取1993年至2006年的面板數(shù)據(jù)，研究西方大國和亞洲四小龍通過進(jìn)口貿(mào)易、FDI兩個途徑對中國的技術(shù)溢出效用，并以西方大國和亞洲四小龍分別構(gòu)建模型，進(jìn)行數(shù)據(jù)對比。
二、研究模型和數(shù)據(jù)
一國（地區(qū)）的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量，而且取決于引入的外國（地區(qū)）研發(fā)資本存量的溢出效應(yīng)。目前大家公認(rèn)的引入途徑主要有二：一是進(jìn)口貿(mào)易，進(jìn)口國（地區(qū)）不僅可以通過進(jìn)口產(chǎn)品或設(shè)備，提高本土資源的生產(chǎn)率，而且可以通過學(xué)習(xí)和模仿提高技術(shù)水平；二是FDI，通過FDI不僅可以輸入產(chǎn)品和設(shè)備，而且可以輸入管理理念和文化，因此，它比進(jìn)口貿(mào)易的影響更加直接。
本文選用1993年至2006年的數(shù)據(jù)，原因在于1993年是我國社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制實行的起點，對外開放的程度從此邁上新的臺階。在進(jìn)口貿(mào)易和FDI來源國的選擇上，是按經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)程度，而不是我國的引入量，技術(shù)先進(jìn)國家的技術(shù)溢出效應(yīng)應(yīng)該更好。首先選取G8成員國中的美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利共6個（本文將其稱之為西方大國），沒有選取不屬于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的俄羅斯，而把日本歸到亞洲四小龍的范圍。在亞洲的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)中，除日本之外還選取韓國、中國臺灣和新加坡，沒有選取中國香港。因為香港的避稅地性質(zhì)，使得一些貿(mào)易和投資只是經(jīng)過香港中轉(zhuǎn)而已，不能代表香港的技術(shù)水平。為了對比西方大國與亞洲四小龍的對華技術(shù)溢出效應(yīng)，將分別對兩類經(jīng)濟(jì)體建模，以觀測其影響程度的不同。
本文將采用CH 擴(kuò)展模型，由于該模型數(shù)據(jù)處理相當(dāng)復(fù)雜，因此，我們先列出模型的基本形式，見模型（1），再逐一介紹每一個變量的處理方法。
lnFt=α0+α1lnSDt+α2lnSFDIt+α3lnStradet(1)
Ft為t年的全要素生產(chǎn)率，SDt為第t年的國內(nèi)研發(fā)資本存量，SFDIt為第t年通過FDI路徑溢出到中國的外國研發(fā)資本存量，Stradet是第t年通過進(jìn)口貿(mào)易溢出到中國的國外研發(fā)資本存量，α0為常數(shù)項，α1、α2、α3是系數(shù)。
1． 全要素生產(chǎn)率的界定與數(shù)據(jù)來源。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，有：
Yt=FtKαtLβt（2）
Yt為第t年的產(chǎn)出，用實際GDP表示，Kt為第t年的資本存量，Lt為第t年的勞動投入，通常用就業(yè)人數(shù)表示，F(xiàn)t為全要素生產(chǎn)率，代表技術(shù)水平。根據(jù)公式：
Ft=Yt/KαtLβt（3）
計算全要素生產(chǎn)率的難度，主要是α、β以及資本存量。本文直接采用了郭慶旺、賈俊雪2005年在《經(jīng)濟(jì)研究》上用索洛殘差法計算的α、β值，它們分別是0.6921和0.3079［14］。各年資本存量的計算方法為：
Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1（4）
It為第t年的名義投資，Pt為第t年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，Kt-1為t-1年的資本存量，δ為固定資產(chǎn)折舊率，假定為5%，計算結(jié)果見表1。
2．研發(fā)資本存量的計算。研發(fā)資本存量的計算通常采用永續(xù)盤存法，公式為：
St=RDt+(1-δ)St-1（5）
RDt是第t年的研發(fā)支出，δ是研發(fā)資本的折舊率，一般設(shè)為5%，St是第t年的研發(fā)資本存量?，F(xiàn)在的難點是初始研發(fā)資本存量（即S0）的設(shè)定，這里沿用CH模型對S0的設(shè)定方法：
S0=RD0/(g+δ)（6）
g為研發(fā)支出的年均對數(shù)增長率，各年的對數(shù)增長率為ln(RDt/RDt-1)，相當(dāng)于對數(shù)形式的一階差分。各年的研發(fā)支出是研發(fā)資本存量的計算基礎(chǔ)，而為了比較各國的研發(fā)支出情況，表2我們給出了各國研發(fā)支出占GDP的比重以及研發(fā)支出的對數(shù)增長率。
說明：實際GDP根據(jù)名義GDP與GDP縮減指數(shù)折算，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)以1978年為1，具體計算參見郭慶旺、賈俊雪2004年在經(jīng)濟(jì)研究第5期上提供的方法［15］。
數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒
表2 各國（地區(qū)）研發(fā)支出占GDP的比重及其對數(shù)增長率(%)
數(shù)據(jù)來源：1993年至2004年的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局公布的“研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費及占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重” stats.省略/tjsj/qtsj/zgkjtjnj/2006。2005和2006年的數(shù)據(jù)根據(jù)OECD，Main science and Technology indicators(December 2006以及October2007) 的研發(fā)支出和IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）的GDP，均以當(dāng)前美元PPP計算。
從表2來看，除意大利以外，上述發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的研發(fā)支出占GDP的比例均高出我國許多，我國盡管這幾年的增長較快，但離發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)還有一定的差距。從增長情況來看，除日本外，亞洲經(jīng)濟(jì)體的增長均較快。
3．FDI和進(jìn)口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)資本存量。國外研發(fā)資本存量通過FDI和進(jìn)口貿(mào)易兩個路徑對中國的溢出，即本文模型（1）中的SFDIt和stradet，我們采用了Lichtenberg and Pottelsberghe的修訂方法（即LP方法）［16］，見下面的公式：
SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)
Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)
Sit為i國第t年的研發(fā)資本存量，F(xiàn)DIit是第t年中國從i國引進(jìn)的FDI，IMit是第t年中國從i國的進(jìn)口貿(mào)易額，GDPit為i國第t年的GDP。
而在最初的CH模型中，分母采用的是輸入國（本文為中國）在t年的FDI和進(jìn)口貿(mào)易總量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman計算國外研發(fā)存量采用的加權(quán)方法存在“總量偏差”，為了減小這種偏差,他們認(rèn)為以出口國（地區(qū)）或投資國（地區(qū)）的GDP替代輸入國的進(jìn)口或FDI總額作為權(quán)重，這樣既能體現(xiàn)國際研發(fā)溢出的方向，又可反映其密度大小。
中國從各國引進(jìn)的FDI以及進(jìn)口貿(mào)易占該國GDP的比重參見表3和表4。
數(shù)據(jù)來源：中國從各國（地區(qū)）引進(jìn)的FDI來自《中國統(tǒng)計年鑒》，各國GDP的數(shù)據(jù)來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
數(shù)據(jù)來源：中國從各國（地區(qū)）的進(jìn)口貿(mào)易來自《中國統(tǒng)計年鑒》，各國GDP的數(shù)據(jù)來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
從表3和表4來看，我國從各國（地區(qū)）引進(jìn)的FDI或進(jìn)口貿(mào)易占該國（地區(qū)）GDP的比重，一般都表現(xiàn)為亞洲四小龍的比例高于西方大國。
三、實證研究結(jié)果
根據(jù)第二個部分對模型數(shù)據(jù)的處理，我們獲得了模型（1）各變量的數(shù)據(jù)，現(xiàn)在可以對其進(jìn)行回歸分析，以檢驗各變量與全要素生產(chǎn)率（即技術(shù)進(jìn)步）的相關(guān)性及其顯著程度。
本文的統(tǒng)計分析采用SPSS軟件。由于FDI和進(jìn)口貿(mào)易對技術(shù)溢出的影響都存在一定的時滯，因此，我們首先逐一分析每一個解釋變量當(dāng)期以及滯后一期對我國全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（限于篇幅這一過程未在文中列出），每一個變量都是當(dāng)期的影響力更強(qiáng)，因此，我們選擇以當(dāng)期數(shù)據(jù)進(jìn)行模型的分析。
因為面板數(shù)據(jù)或時間序列，容易存在變量的自相關(guān)問題，因此，我們先對模型（1）用全部樣本、亞洲四小龍和西方大國的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行簡單回歸，通過分析DW值，發(fā)現(xiàn)只有用西方大國數(shù)據(jù)的回歸存在明顯的一階自相關(guān)現(xiàn)象，其DW值只有0.85。為了消除一階自相關(guān)問題，取ρ=（1-DW/2）進(jìn)行廣義差分，并對西方大國的數(shù)據(jù)改用適合時間序列的自回歸方法（AR模型），選用其中適合小樣本的廣義最小二乘法（Prais-Winsten）。其余分析均采用簡單回歸中的逐步回歸方法（Stepwise），以消除不顯著的變量。
通過分析，得到最后的回歸結(jié)果（不顯著的未列示）及模型的相關(guān)檢驗參數(shù)，見表5。需要說明的是，在自回歸的各種方法下，其檢驗參數(shù)與簡單回歸均有所不同，如Prais-Winsten法，對模型整體擬合程度的檢驗值使用的不是F統(tǒng)計量，而是殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差。
說明： *表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1％的水平上顯著；標(biāo)準(zhǔn)差為殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差，該數(shù)據(jù)越小，模型擬合程度越好。
從表5可見，根據(jù)全部樣本回歸的模型，R2為0.962，調(diào)整的R2為0.912以及F統(tǒng)計量為68.525，均說明模型的擬合程度相當(dāng)不錯，而DW統(tǒng)計量是1.611，說明基本不存在變量的自相關(guān)現(xiàn)象。從亞洲四小龍回歸的模型來看，其R2為0.903，調(diào)整的R2為0.874以及F統(tǒng)計量30.931，說明模型的擬合程度很好，DW統(tǒng)計量是2.194，說明不存在變量的自相關(guān)現(xiàn)象。而根據(jù)西方大國回歸的模型，采用了自回歸方法，R2為0.807，調(diào)整的R2為0.722，殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差只有0.008，均表明模型的擬合程度較好。
四、研究結(jié)論
從表5的回歸結(jié)果來看，不管是全部樣本還是西方大國或亞洲四小龍，F(xiàn)DI對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)均是顯著的，而全部樣本和亞洲四小龍的進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)則都為負(fù)相關(guān)，這與前述的Walid和Edward的研究結(jié)論十分相似。
從西方大國和亞洲四小龍分別進(jìn)行回歸的結(jié)果對比來看，F(xiàn)DI對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)均顯著，西方大國的影響力只是略高于亞洲四小龍。但西方大國的進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著，而亞洲四小龍的進(jìn)口貿(mào)易卻顯著為負(fù)。
最后，研究發(fā)現(xiàn)，我國自己的研發(fā)資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產(chǎn)率或技術(shù)進(jìn)步存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。
我國目前正面臨經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，即經(jīng)濟(jì)增長從依靠要素的投入到依靠技術(shù)進(jìn)步（或全要素生產(chǎn)率的提高），這不僅依賴于國內(nèi)的研發(fā)資本存量，而且依賴于FDI輸入的國外研發(fā)資本存量的貢獻(xiàn)。因此，筆者認(rèn)為，一方面我國應(yīng)該更加重視自己的研發(fā)投資，在研發(fā)支出占GDP的比例上追趕發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)；另一方面，盡管我國目前的外匯儲備較大，但FDI的引入不可忽視，只是應(yīng)該從追求數(shù)量向追求質(zhì)量的方向轉(zhuǎn)變。而在FDI的引入方向上，西方和亞洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的影響力都同等重要，不可偏廢。
至于進(jìn)口貿(mào)易對我國的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著甚至為負(fù)的現(xiàn)象，是需要進(jìn)一步研究的問題。隨著我國外匯儲備的大幅增長，我國近幾年的進(jìn)口貿(mào)易也快速增長，特別是從亞太發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)口增速更快（參見本文表4），但進(jìn)口貿(mào)易并沒有帶來較好的技術(shù)溢出效應(yīng)，筆者認(rèn)為，這說明我國的進(jìn)口貿(mào)易可能存在以下兩個方面的問題：一是增速太快，技術(shù)的吸收能力未能跟上；二是進(jìn)口產(chǎn)品的方向選擇可能存在問題，進(jìn)口產(chǎn)品的技術(shù)先進(jìn)性需要提高。因此，我國進(jìn)口貿(mào)易的數(shù)量和方向都值得進(jìn)一步研究。
參考文獻(xiàn)：
［1］
Caves R E. Multinational firms. competition and productivity in hostcountry markets［J］. Economica, 1974, 41(5) : 176～193.
［2］ Globerman S. Foreign direct investment and spillover efficiency benefits in canadian manufacturing industries［J］. Canadian Journal of Economics, 1979，12（1）:42-56.
［3］ Feder G. On export and economic Growth［J］ . Journal of Development Economics, 1982(12): 59-73.
［4］ Kokko A. Technology, market, characteristic and spillover［J］. Journal of Development Economics, 1994 , 43（2）：279-293.
［5］ Haddad M, Harrison A. Are there positive spillovers from foreign direct investment? evidence from panel data for Morocco ［J］.Journal of Development Economics,1993.42（1）:51-74.
［6］ Coe D, Elhanan H. International R & D spillovers［J］.European Economic Review,1995, 39（5）:859-887.
［7］ Coe, Elhanan H, Hoffmaister A. North-South R&D Spillovers［J］. Economic Journal,1997， 107:134-149.
［8］ Walid H, Safarian A E. Trade, foreign direct investment, and R&D spillovers［J］. Journal of International Business Studies, 1999， 30（3）： 491-511.
［9］ 鄭秀君. 我國外商直接投資( FDI) 技術(shù)溢出效應(yīng)實證研究述評: 1994～2005［J］ . 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2006,23(9):58-68.
［10］ 方希樺， 包群， 賴明勇.國際技術(shù)溢出：基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實證研究［J］.中國軟科學(xué) 2004(7):58-64.
［11］ 蔡虹,孫順成. 進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究［J］.西安交通大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版) 2008,28(1):25-29.
［12］ 李平,錢利. 進(jìn)口貿(mào)易與外國直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)―對中國各地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的實證研究［J］ .財貿(mào)研究2005.50(6):40-45.
［13］ 黃先海, 張云帆.我國外貿(mào)外資的技術(shù)溢出效應(yīng)分析［J］.國際貿(mào)易問題,2005 (1):27-32.
［14］ 郭慶旺，賈俊雪. 中國潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口的估算［J］ .經(jīng)濟(jì)研究,2004，39(5):31-39.
(一)國家層面上的研究
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(jìn)口對就業(yè)增長的拉動在不同時期具有不同的效應(yīng)。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(jìn)行計量檢驗,得出結(jié)論認(rèn)為,1978年~2004年間,出口對就業(yè)的拉動作用呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的態(tài)勢;同時,進(jìn)口對就業(yè)的沖擊也呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)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(jìn)口沖擊就業(yè)的效應(yīng)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(rèn)為對不同技術(shù)水平的工業(yè)部門而言,出口總是拉動就業(yè),進(jìn)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(jìn)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(shù)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(jìn)行了檢驗,結(jié)果顯示技術(shù)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(jìn)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(jìn)口貿(mào)易對就業(yè)是否只存在沖擊效應(yīng)。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(rèn)為,在考慮經(jīng)濟(jì)增長和資本積累的情況下,工業(yè)品進(jìn)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(yīng)。[7]喻美辭做了更為深入的研究,認(rèn)為中國從發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口存在一定的R&D溢出效應(yīng),這種效應(yīng)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(shù)吸收能力和投資回報周期的影響,進(jìn)口對就業(yè)拉動效應(yīng)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(jìn)行了檢驗,得出結(jié)論認(rèn)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(jìn)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(xué)者關(guān)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(jìn)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(rèn)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(jìn)作用,因此主張出臺鼓勵相關(guān)外貿(mào)企業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移的政策。[6]
二、服務(wù)業(yè)部門國際貿(mào)易對就業(yè)的影響
按照發(fā)達(dá)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(wù)經(jīng)濟(jì)在國民經(jīng)濟(jì)中的重要性會顯著上升,服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出值占GDP的比重以及服務(wù)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(wù)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(jìn)程中,研究服務(wù)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(guān)服務(wù)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(jìn)行檢驗,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易總體上對就業(yè)有拉動效應(yīng),服務(wù)進(jìn)口偏向資本密集型部門,對就業(yè)產(chǎn)生了沖擊效應(yīng)。[13]趙成柏對1982年~2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易與就業(yè)之間存在長期的均衡關(guān)系,服務(wù)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(wù)的進(jìn)口也對就業(yè)有拉動效應(yīng),但比工業(yè)進(jìn)口的就業(yè)拉動效應(yīng)要弱得多,其原因被推定為中國服務(wù)貿(mào)易主要集中于傳統(tǒng)服務(wù)部門。[14]范愛軍、李菲菲對1982年~2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了協(xié)整分析,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口每增加1%,就業(yè)量將增加0.069%,這高于服務(wù)出口的拉動效應(yīng)(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(rèn)識到,中國2001年12月加入世界貿(mào)易組織,履行開放服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的承諾需要一段時間的政策調(diào)整,相關(guān)的效應(yīng)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(jì)運動的真實邏輯。就中國“入世”在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的具體承諾來看,現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門是開放的主要領(lǐng)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(lǐng)域?qū)傮w就業(yè)所造成的沖擊應(yīng)該是比較小的,而進(jìn)口高端服務(wù)所產(chǎn)生的外部效應(yīng)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(wù)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(wù)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(jìn)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(rèn)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(yīng),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(fù)擾動。[17]王燕飛、蒲勇健認(rèn)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(jìn)了第二、第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè);更進(jìn)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(jìn)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(xué)對1985年~2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)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(yīng),第二產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的勞動就業(yè)效應(yīng)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(chǔ)上,研究者主張應(yīng)積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)貿(mào)易。[18]國內(nèi)關(guān)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(guān)聯(lián)。從國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)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(shù)、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(biāo)。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(biāo)來分析就業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系,這一方法是必須謹(jǐn)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(jì)實力和民族工業(yè)技術(shù)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(shù)勞動就業(yè)有著突出的作用,尤其是其就業(yè)吸納效應(yīng)對解決中國當(dāng)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(xiàn)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(rèn)為中國勞動力成本和商務(wù)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(jì)危機(jī)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行分析后認(rèn)為,加工貿(mào)易出口利用外部需求擴(kuò)大市場帶動就業(yè),并且拉動了關(guān)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(shù)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(jìn)口主要是指企業(yè)從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口先進(jìn)的機(jī)械設(shè)備,這會引致勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步,從而對就業(yè)造成沖擊,隨著我國技術(shù)消化能力的增強(qiáng),這種負(fù)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(jìn)行了分析,結(jié)果顯示,西部的加工貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)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(yīng)顯著。[21]
五、貿(mào)易開放度對就業(yè)的影響
