導(dǎo)言：作為寫作愛(ài)好者，不可錯(cuò)過(guò)為您精心挑選的10篇進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

(一) 紡織服裝出口率先“回暖”

世界金融危機(jī)重創(chuàng)世界經(jīng)濟(jì),2008年11月至2009年2月世界貿(mào)易跌入“谷底”,從表1可知,我國(guó)的貨物進(jìn)出口貿(mào)易與世界大多數(shù)國(guó)家一樣嚴(yán)重“超跌”,2009年1-2月份間我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的最大跌幅分別為-29.1%、-25.7%、-43.1%個(gè)百分點(diǎn),隨后的3-8月份間在底部低徘徊,9月以后開始回升,同比降幅收窄,全年進(jìn)出口、出口、進(jìn)口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個(gè)百分點(diǎn),結(jié)果好于預(yù)期,為中國(guó)GDP增長(zhǎng)8.7%、為世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇做出了較大的貢獻(xiàn)。我們從分月統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn),在世界貿(mào)易極為困難的2009年元月份,我國(guó)紡織服裝進(jìn)口隨市場(chǎng)下跌了36.5個(gè)百分點(diǎn),而出口卻逆勢(shì)飛揚(yáng),同比只下降了0.7個(gè)百分點(diǎn),給“冰冷”的市場(chǎng)帶來(lái)了一絲“春意”,讓世人看到了復(fù)蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國(guó)紡織服裝進(jìn)出口同比指標(biāo)“二次探底”又回跌到兩位數(shù),但到12月份出口、進(jìn)口、進(jìn)出口同比增長(zhǎng)全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進(jìn)出、進(jìn)出口較之2008年分別下降了9.9%、9.8%和9.3%,但卻比全國(guó)貨物貿(mào)易全年出口、進(jìn)出、進(jìn)出口同比負(fù)增長(zhǎng)分別減少了6.2%、1.9%和4.1%個(gè)百分點(diǎn),全年紡織服裝出口額達(dá)到1670.6億美元,出口貿(mào)易依存程度達(dá)到3.4%,也就是說(shuō)2009年的GDP的3.4%是通過(guò)紡織服裝出口實(shí)現(xiàn)的。

(二)紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢(shì)

紡織服裝是我國(guó)重要的工業(yè),也是我國(guó)對(duì)外開放最早、最多利用外資的產(chǎn)業(yè),通過(guò)引進(jìn)技術(shù),我國(guó)紡織服裝工業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)凸顯,并通過(guò)轉(zhuǎn)變對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)方式,國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越來(lái)越明顯。從表1可知,2009年我國(guó)紡織服裝進(jìn)出口貿(mào)易總額是1838.9億美元,占全國(guó)貨物貿(mào)易比重為8.3%,其中出口高達(dá)1670.7億美元,占全國(guó)貨物出口貿(mào)易的13.9%;進(jìn)口僅為168.2億美元,占全國(guó)貨物進(jìn)口貿(mào)易比重的1.7%;貿(mào)易順差為1502.5億美元,雖然比2008年1666.8億美元下降了164.3億美元,但約占全國(guó)2009年貿(mào)易順差1960.6億美元的76.6%,這也就是說(shuō)僅占8.3%的紡織服裝貿(mào)易卻創(chuàng)造了接近4/5的貿(mào)易順差價(jià)值。我國(guó)紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢(shì)是由于產(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力所決定的。在世界上通常用某一產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易差額與某一產(chǎn)業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易額的比率所表示的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù),也叫TC指數(shù),若指數(shù)為負(fù)值,表明該類商品為凈進(jìn)口,不具備國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力;若指數(shù)為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強(qiáng)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。經(jīng)過(guò)計(jì)算,我國(guó)2009年紡織服裝TC指數(shù)為0.82,昭示我國(guó)的紡織服裝在國(guó)際市場(chǎng)上繼續(xù)保持極強(qiáng)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,進(jìn)一步確立我國(guó)世界上最大的紡織服裝生產(chǎn)大國(guó)和出口國(guó)的地位。

二、紡織品服裝出口貿(mào)易方式在改善

(一)一般貿(mào)易快速發(fā)展

我國(guó)的紡織服裝出口由來(lái)已久,但快速發(fā)展則得益于對(duì)外開放政策,我國(guó)抓住了20世紀(jì)80、90年代世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的機(jī)遇,“大進(jìn)大出”、“兩頭在外”,通過(guò)“三來(lái)一補(bǔ)”,積極利用分工參與國(guó)際市場(chǎng)交換,大力發(fā)展加工貿(mào)易,我國(guó)紡織服裝出口貿(mào)易進(jìn)入蓬勃發(fā)展、全面提速的時(shí)代。 1994年出口貿(mào)易額達(dá)到342.2億美元成為世界上最大的紡織品出口國(guó);2008年出口達(dá)到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創(chuàng)下我國(guó)紡織服裝出口新高。但其間我國(guó)紡織服裝在國(guó)際市場(chǎng)頻頻遭遇反傾銷、反補(bǔ)貼和技術(shù)壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會(huì)責(zé)任的困擾,成為貿(mào)易保護(hù)主義貿(mào)易的重災(zāi)區(qū)。因此,我國(guó)紡織品服裝貿(mào)易亟待轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式,大力發(fā)展一般貿(mào)易。從上表可以看出兩點(diǎn):一是紡織服裝進(jìn)出口一般貿(mào)易率的同比增長(zhǎng),進(jìn)口10.34%、出口-5.83%、進(jìn)出口貿(mào)易-5.43%,明顯好于我國(guó)貨物貿(mào)易的一般貿(mào)易率,2009年我國(guó)貨物貿(mào)易一般貿(mào)易率進(jìn)口、出口、進(jìn)出口同比增長(zhǎng)分別是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年紡織服裝出口、進(jìn)口、進(jìn)出口總額中的一般貿(mào)易的比重分別是72%、24%、68%,分別比2008年提高了3%、4%和4%。這說(shuō)明我國(guó)轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式從擴(kuò)大一般貿(mào)易開始突圍并取得了較好的成效。

(二)加工貿(mào)易降幅較大

2006年9月14日財(cái)政部、國(guó)家發(fā)展改革委員會(huì)、商務(wù)部、海關(guān)總署、國(guó)家稅務(wù)總局等五部委聯(lián)合《關(guān)于調(diào)整部分商品出口退稅率和增補(bǔ)加工貿(mào)易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿(mào)易過(guò)快增長(zhǎng)。從表3可以看出三點(diǎn):一是我國(guó)2009年加工貿(mào)易的紡織服裝進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的較之2008年有兩位數(shù)的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿(mào)易和紡織服裝一般貿(mào)易的降幅,說(shuō)明我國(guó)紡織服裝貿(mào)易應(yīng)對(duì)金融危機(jī)調(diào)整了增長(zhǎng)方式。二是2008年紡織服裝加工貿(mào)易的進(jìn)出口、出口同比是正增長(zhǎng),而2009年進(jìn)料加工進(jìn)出口、出口同比下降了12.2%,來(lái)料加工進(jìn)出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說(shuō)明我國(guó)調(diào)整紡織服裝加工貿(mào)易的力度在加大。三是來(lái)料加工和進(jìn)料加工同屬加工貿(mào)易,我國(guó)紡織服裝來(lái)料加工進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的同比降幅大于自營(yíng)業(yè)務(wù)的進(jìn)料加工分別是7.03、7.51和6.92個(gè)百分點(diǎn),彰顯我國(guó)調(diào)整貿(mào)易方式是有序的。

三、紡織服裝出口的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)在優(yōu)化

(一)紡織服裝出口的增速放緩

我國(guó)要優(yōu)化紡織服裝出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),需要適當(dāng)減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當(dāng)減少OEM服裝出口,增加OBM服裝、高附加值服裝出口的比重。從表4可知,一是2009年我國(guó)紡織服裝出口總額是16707178.8萬(wàn)美元,其中紡織品出口5999223.7萬(wàn)美元,約占36%,服裝出口總額是10707955.1萬(wàn)美元,約占64%,紡織與服裝的比值為3.6:6.4,出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)與2008年持平,沒(méi)有明顯的改善。二是2009年就紡織品大類而言,紗線出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服裝大類而言,針織服裝下降幅度最大,其他服裝下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服裝保持了11.22%的正增長(zhǎng)。這種走勢(shì)基本符合國(guó)家的紡織服裝調(diào)整與振興政策。三是就服裝分類產(chǎn)品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數(shù)量同比下降41.7%,出口金額下降34.7%;針織服裝中化纖針織服裝降幅最小,出口數(shù)量同比下降5.52%,出口金額同比微升0.07%。梭織服裝中絲制梭織服裝降幅最大,出口數(shù)量和出口金額同比分別下降20.96%和20.83%;棉制梭織服裝降幅最小,出口數(shù)量和出口金額同比分別下降6.85%和6.21%。毛皮革服裝中皮革服裝出口數(shù)量和出口金額同比分別下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服裝逆市強(qiáng)勁上升,出口數(shù)量和出口金額同比分別上升15.53%和138.93%。

(二)紡織服裝出口的均價(jià)偏低

我國(guó)紡織服裝出口不僅要率先恢復(fù)貿(mào)易增長(zhǎng),還要努力實(shí)現(xiàn)由數(shù)量增長(zhǎng)向質(zhì)量效益增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)型。2009我國(guó)紡織服裝出口的價(jià)量關(guān)系憂喜參半。一是從表4可知,紗線出口平均價(jià)格下跌4.93%,其中棉紗線平均每公斤的價(jià)格3.38美元,同比下跌6.25%;絲線平均每公斤的價(jià)格21.92美元,同比下跌12.31%;化學(xué)纖維紗線平均每公斤的價(jià)格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、動(dòng)物毛紗線平均每公斤的價(jià)格20.39美元,同比微漲0.69%。面料也是量?jī)r(jià)齊跌,其中棉布平均每米價(jià)格1.18美元,同比下跌8.45%;絲機(jī)織物平均每米價(jià)格2.92美元,同比下跌9.42%;化纖織物平均每米價(jià)格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛動(dòng)物毛機(jī)織物平均每米價(jià)格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、無(wú)紡織物等紡織制成品的價(jià)格也有不同程度的下降。二是服裝出口與紡織品不同,大體上呈現(xiàn)量減價(jià)升態(tài)勢(shì)。針織服裝價(jià)格平均同比增長(zhǎng)2.3%,其中增幅最大的是絲制針織服裝,平均每件套價(jià)格是10.87美元,同比增加11.85%;化纖針織服裝每件套平均價(jià)格增加5.78%、棉制針織服裝微漲0.35%、但毛制針織服裝卻下降了7.13%,梭織服裝平均價(jià)格增長(zhǎng)1.69%。毛皮革服裝價(jià)格憂喜參半,每件套平均出口成交價(jià)格是65.74美元,同比增長(zhǎng)28.13%,其中毛皮服裝、皮革服裝價(jià)格分別是267.18、41.52美元,同比增長(zhǎng)分別是106.81%和-6.65%。由此看來(lái),我國(guó)是服裝生產(chǎn)大國(guó)、出口大國(guó),由于缺乏自主品牌、出口成交價(jià)格雖然出現(xiàn)了微升的良好態(tài)勢(shì),但總體上還是“為他人作嫁衣裳”。

四、紡織服裝的出口市場(chǎng)在擴(kuò)大

(一) 紡織服裝出口的洲際市場(chǎng)

篇2

中圖分類號(hào)：F752.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2015）04-0016-02

一、引言及文獻(xiàn)述評(píng)

長(zhǎng)期以來(lái)，就業(yè)問(wèn)題一直是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題，伴隨著近年來(lái)中國(guó)人口紅利的逐步消退，勞動(dòng)力市場(chǎng)突顯“用工荒”與“就業(yè)難”并存的結(jié)構(gòu)性失衡現(xiàn)象，探究勞動(dòng)力需求和結(jié)構(gòu)扭曲等問(wèn)題的解決途徑成為相關(guān)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。在促進(jìn)和改善就業(yè)問(wèn)題的研究中，對(duì)外貿(mào)易始終扮演著重要的角色，而現(xiàn)有大量理論與經(jīng)驗(yàn)研究均系統(tǒng)分析了出口貿(mào)易對(duì)于國(guó)內(nèi)就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)改善的促進(jìn)作用，分別從國(guó)家、行業(yè)、企業(yè)及個(gè)體等層面論證了出口、貿(mào)易自由化等對(duì)于就業(yè)增長(zhǎng)的作用機(jī)制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿(mào)易增加了不同職業(yè)的勞動(dòng)需求，有利于促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)及技能和性別結(jié)構(gòu)的改善，且隨著貿(mào)易自由化程度的提高，貿(mào)易自由化可以通過(guò)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有效促進(jìn)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)增長(zhǎng)加快，在少數(shù)基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)、研究企業(yè)就業(yè)變化的文獻(xiàn)中，梁永強(qiáng)（2010）發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面FDI流入對(duì)就業(yè)水平促進(jìn)作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業(yè)數(shù)據(jù)研究匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)制造業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動(dòng)會(huì)通過(guò)出口收益渠道和進(jìn)口成本渠道影響就業(yè)水平；席艷樂(lè)等（2015a，2015b）分別利用關(guān)稅數(shù)據(jù)與投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，研究企業(yè)就業(yè)的二元邊際及企業(yè)勞動(dòng)力需求彈性的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化促使了低生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)損失和高生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造。

然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿(mào)易層面，對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)探討略顯不足。事實(shí)上，作為影響就業(yè)問(wèn)題的一個(gè)重要方面，進(jìn)口對(duì)就業(yè)的貢獻(xiàn)和重要意義同樣是功不可沒(méi)。加入WTO以來(lái)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易迅猛發(fā)展、規(guī)模不斷擴(kuò)大，進(jìn)口貿(mào)易總額13年內(nèi)從2千億美元增長(zhǎng)到1.95萬(wàn)億美元，占據(jù)了貿(mào)易總量的45.6%。同時(shí)，隨著進(jìn)口貿(mào)易的迅猛發(fā)展和國(guó)際垂直化分工的深化，中間投入品進(jìn)口占比亦呈上升趨勢(shì)。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易與就業(yè)關(guān)系的探討、基于企業(yè)異質(zhì)性假說(shuō)細(xì)化到企業(yè)層面的相關(guān)研究更為匱乏，并且缺少對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的種類、規(guī)模、強(qiáng)度以及企業(yè)就業(yè)數(shù)量的多層次、多維度劃分，進(jìn)而也缺乏針對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用于企業(yè)就業(yè)的系統(tǒng)研究。

基于上述理論與現(xiàn)實(shí)背景，本文立足于2000-2006年的中國(guó)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)（Fixed Effects，F(xiàn)E）模型，系統(tǒng)研究企業(yè)是否進(jìn)口及其進(jìn)口規(guī)模、產(chǎn)品種類、進(jìn)口來(lái)源國(guó)等異質(zhì)性特征對(duì)于就業(yè)增長(zhǎng)的影響，最終結(jié)合實(shí)證結(jié)論，為更進(jìn)一步改善就業(yè)、促進(jìn)貿(mào)易政策的調(diào)整與改善提出相關(guān)對(duì)策建議。總體而言，相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文在拓展研究視角及方法改進(jìn)方面有了一定進(jìn)步，首次將進(jìn)口貿(mào)易與企業(yè)就業(yè)結(jié)合起來(lái)，基于貿(mào)易強(qiáng)度、貿(mào)易伙伴國(guó)特征等一系列進(jìn)口差異化特征的拓展分析，對(duì)于更進(jìn)一步分析進(jìn)口影響企業(yè)就業(yè)的作用機(jī)理分析更為明朗，綜合運(yùn)用綜合固定效應(yīng)模型的估計(jì)也使得本文的研究結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。

二、計(jì)量模型與方法

本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構(gòu)造本文的計(jì)量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）

其中，因變量EMPit為企業(yè)i在時(shí)期t的就業(yè)增長(zhǎng)率，反映企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變動(dòng)情況，根據(jù)企業(yè)在特定時(shí)期的雇員人數(shù)的對(duì)數(shù)差分得到；自變量Impit為企業(yè)是否進(jìn)口的二值變量，取值為1則該年實(shí)施了進(jìn)口，可揭示進(jìn)口貿(mào)易行為對(duì)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)的作用方向，反之為0；為衡量部分企業(yè)在參與進(jìn)口貿(mào)易的同時(shí)所采取的出口行為是否對(duì)其就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時(shí)表示該企業(yè)既被觀測(cè)到了進(jìn)動(dòng)，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業(yè)在貿(mào)易強(qiáng)度、進(jìn)口產(chǎn)品種類、進(jìn)口來(lái)源國(guó)數(shù)量以及進(jìn)口貿(mào)易伙伴國(guó)等方面的特征，產(chǎn)品種類根據(jù)細(xì)分的HS-6位產(chǎn)品編碼進(jìn)行劃分得到，進(jìn)口來(lái)源國(guó)數(shù)量基于細(xì)分產(chǎn)品層面上的貿(mào)易特征統(tǒng)計(jì)得到；Yit囊括了企業(yè)層面其他影響就業(yè)規(guī)模的指標(biāo)，如企業(yè)年齡、平均工資、企業(yè)規(guī)模、人均工業(yè)增加值等，其中規(guī)模指標(biāo)即為企業(yè)的人均產(chǎn)出，μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

具體地，本文在后續(xù)實(shí)證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應(yīng)以及面板隨機(jī)效應(yīng)三種模型對(duì)上式進(jìn)行估計(jì)，最終根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇最優(yōu)的估計(jì)方法。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用的數(shù)據(jù)均源自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配后的數(shù)據(jù)樣本，企業(yè)特征方面的指標(biāo)由中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供，企業(yè)貿(mào)易活動(dòng)相關(guān)特征源于中國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平的劃分源自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。本文采用兩個(gè)大型數(shù)據(jù)庫(kù)相匹配之后得到的嵌套面板數(shù)據(jù)，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業(yè)“電話號(hào)碼+郵編”、企業(yè)名稱兩種方法相結(jié)合的匹配法，最終得到時(shí)間跨度為7年、囊括158478家企業(yè)、447932個(gè)樣本的數(shù)據(jù)集。

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征，較大的企業(yè)就業(yè)規(guī)模充分表明了企業(yè)作為吸納就業(yè)主體的重要作用。而企業(yè)平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業(yè)產(chǎn)出規(guī)模和人均增加值、全要素生產(chǎn)率指標(biāo)表明了企業(yè)整體的績(jī)效狀況，且企業(yè)平均進(jìn)口2種產(chǎn)品，企業(yè)進(jìn)口來(lái)源國(guó)最多達(dá)六十三個(gè)，但進(jìn)口額占企業(yè)銷售額的比重相對(duì)較低。與此同時(shí)，本文也可通過(guò)各種收入水平的國(guó)家的進(jìn)口強(qiáng)度看出，中國(guó)的進(jìn)口仍集中于中高收入國(guó)家，從低收入水平國(guó)家進(jìn)口較少，進(jìn)口貿(mào)易仍依賴于特定的市場(chǎng)。

四、實(shí)證分析結(jié)果

根據(jù)估計(jì)方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數(shù)顯著性與符號(hào)大致相似，同時(shí)Hausman檢驗(yàn)顯示采用固定效模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果更優(yōu)，因此本文主要報(bào)告雙向固定效應(yīng)結(jié)果下的實(shí)證結(jié)論。

表2為通過(guò)逐漸增加回歸變量進(jìn)行分析的結(jié)果。具體地，第一列直觀考察了進(jìn)口對(duì)異質(zhì)性企業(yè)就業(yè)的影響，企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易的行為能夠顯著促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)，相比不進(jìn)口的企業(yè)能夠有4%左右的就業(yè)增長(zhǎng)，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時(shí)，企業(yè)特征方面可以看出，企業(yè)年齡越大、經(jīng)營(yíng)時(shí)間越長(zhǎng)，便能夠擁有越穩(wěn)定的企業(yè)表現(xiàn)和績(jī)效狀況，從而促使就業(yè)規(guī)模緩慢擴(kuò)大；生產(chǎn)率更高的企業(yè)通常在貿(mào)易活動(dòng)中變現(xiàn)越為突出，也有著顯著為正的就業(yè)效應(yīng)；而工資與就業(yè)、人均增加值與就業(yè)之間顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張將會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出遞減、真實(shí)工資降低，反之亦然。

更進(jìn)一步，僅考慮“貿(mào)易狀態(tài)”是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，為了區(qū)別企業(yè)在貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易強(qiáng)度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業(yè)的進(jìn)口強(qiáng)度等指標(biāo)。結(jié)果表明，上述指標(biāo)的顯著性和數(shù)值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應(yīng)模型的無(wú)偏有效性。進(jìn)口來(lái)源國(guó)的數(shù)量與就業(yè)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，或許因?yàn)槠髽I(yè)執(zhí)行“市場(chǎng)多元化”戰(zhàn)略之后，更多的產(chǎn)品進(jìn)口來(lái)源國(guó)能夠顯著降低對(duì)特定國(guó)家產(chǎn)品進(jìn)口的依賴性，從而降低和分散企業(yè)受到國(guó)際市場(chǎng)的沖擊如匯率變動(dòng)、貿(mào)易政策改變等風(fēng)險(xiǎn)而引致的就業(yè)波動(dòng)，促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)；而進(jìn)口產(chǎn)品種類的增多能夠促進(jìn)就業(yè)增加，說(shuō)明企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)選擇的多元化，體現(xiàn)了企業(yè)參與國(guó)際生產(chǎn)與分工的程度的不斷加深以及企業(yè)在全球價(jià)值鏈環(huán)節(jié)中的重要性的提升；企業(yè)進(jìn)口強(qiáng)度與企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，這可能是伴隨著當(dāng)前產(chǎn)品內(nèi)分工貿(mào)易的深化發(fā)展，進(jìn)口強(qiáng)度尤其是進(jìn)口中間投入品強(qiáng)度的提升將會(huì)一定程度上加深企業(yè)對(duì)于國(guó)際市場(chǎng)的依賴程度，從而加大其對(duì)于企業(yè)的勞動(dòng)力需求變動(dòng)及應(yīng)對(duì)市場(chǎng)變化的影響，最終多種因素的綜合作用導(dǎo)致進(jìn)口強(qiáng)度削弱了企業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)。

表2 面板固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

此外，收入水平是影響雙邊貿(mào)易成本的重要因素之一，鑒于進(jìn)口貿(mào)易企業(yè)對(duì)于國(guó)際市場(chǎng)的依賴程度較大，因而對(duì)于貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平、匯率變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿(mào)易強(qiáng)度和貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平劃分的一系列特征，結(jié)果顯示：中國(guó)從中高等收入水平國(guó)家的進(jìn)口對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的抑制效果，而低收入水平國(guó)家的進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國(guó)家顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)楫?dāng)前中國(guó)尚處于全球價(jià)值鏈分工的中低端環(huán)節(jié)，而貿(mào)易伙伴中基于中高收入水平國(guó)家的進(jìn)口將會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)產(chǎn)生顯著的替代效應(yīng)，從而減少相對(duì)勞動(dòng)需求、抑制就業(yè)增長(zhǎng)。伴隨開放經(jīng)濟(jì)條件下中國(guó)貿(mào)易伙伴分布范圍的擴(kuò)大、對(duì)特定市場(chǎng)依賴程度的降低，同時(shí)更多“南南合作”的展開，必將對(duì)企業(yè)國(guó)際市場(chǎng)開拓和經(jīng)營(yíng)水平的提升產(chǎn)生重要影響。最后，列（4）為本文所進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，基于關(guān)鍵變量替換的視角，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有指標(biāo)的符號(hào)和顯著性均與初始結(jié)果保持了一致性，論證了本文實(shí)證分析的穩(wěn)健可靠。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

本文在企業(yè)異質(zhì)性理論框架下，深層分析了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)參與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)企業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)效應(yīng)，且伴隨著企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品種類與市場(chǎng)的多元化，這種促進(jìn)效應(yīng)仍顯著存在。同時(shí)，相較于不參與貿(mào)易的企業(yè)，進(jìn)口企業(yè)的一系列績(jī)效狀況也對(duì)就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，而參與進(jìn)口的同時(shí)兼有出口行為也能夠推動(dòng)企業(yè)就業(yè)的增長(zhǎng)。而基于貿(mào)易伙伴國(guó)的拓展指出，從中高收入水平國(guó)家進(jìn)口的替代效應(yīng)對(duì)于企業(yè)就業(yè)產(chǎn)生了一定的抑制效應(yīng)，而從低收入國(guó)家的進(jìn)口強(qiáng)度的大小對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響并不明顯。

綜上所述，基于雙向固定效應(yīng)模型的經(jīng)驗(yàn)分析具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義，同時(shí)也為宏觀貿(mào)易政策的制定與調(diào)整指出了方向。一方面，“穩(wěn)出口、促進(jìn)口”政策的實(shí)施，顯然為促進(jìn)企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易、充分發(fā)揮進(jìn)口對(duì)于就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)打開了一扇門，從穩(wěn)定就業(yè)的角度來(lái)看，把握進(jìn)出口貿(mào)易的平衡點(diǎn)仍會(huì)是未來(lái)中長(zhǎng)期政策調(diào)整的方向和重點(diǎn)所在。另一方面，本文有關(guān)于企業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)年齡、企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的差異化影響，也為企業(yè)未來(lái)的發(fā)展提供了可供參考的借鑒，有助于企業(yè)自身的創(chuàng)新水平和管理能力的提升、管理機(jī)制的完善，同時(shí)也為企業(yè)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定持續(xù)經(jīng)營(yíng)提供了思路。與此同時(shí)，對(duì)于企業(yè)在進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)中進(jìn)口產(chǎn)品種類、貿(mào)易伙伴數(shù)以及如何選擇貿(mào)易伙伴等問(wèn)題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業(yè)更應(yīng)重視貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化。

參考文獻(xiàn)：

[1] 盛 斌，馬 濤.中間產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力需求變化的影響：基于工業(yè)部門動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008（3）：12-20.

[2] 喻美辭.工業(yè)品貿(mào)易對(duì)中國(guó)工業(yè)行業(yè)人口就業(yè)的影響――基于34個(gè)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].中國(guó)人口科學(xué)，2008（4）：22-29.

篇3

[中圖分類號(hào)]F74[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]

2095-3283（2013）03-0018-03

作者簡(jiǎn)介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：跨國(guó)公司與外國(guó)直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學(xué)院理學(xué)院，博士，研究方向：國(guó)際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院博士候選人，英國(guó)利茲大學(xué)訪問(wèn)學(xué)生，研究方向：跨國(guó)公司與外國(guó)直接投資。

基金項(xiàng)目：寧波工程學(xué)院校級(jí)科研項(xiàng)目和教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地2009年度重大項(xiàng)目（2009JJD790006）的階段性研究成果。

一、前言

自1993年成為石油凈進(jìn)口國(guó)以來(lái)，中國(guó)石油對(duì)外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達(dá)到565%，這意味著中國(guó)一半以上的石油消費(fèi)量來(lái)自國(guó)外。獲取海外原油需要國(guó)家進(jìn)行能源外交，需憑借一個(gè)國(guó)家的軟實(shí)力來(lái)實(shí)現(xiàn)，但原油獲取的根本渠道和最終實(shí)現(xiàn)形式是對(duì)產(chǎn)油國(guó)的直接投資或與產(chǎn)油國(guó)實(shí)現(xiàn)雙邊或多邊經(jīng)貿(mào)合作。“十二五”期間，中國(guó)海外投資的實(shí)際功效不僅要講企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營(yíng)效益，還要把進(jìn)口中國(guó)所需資源和擴(kuò)大中國(guó)海外市場(chǎng)作為戰(zhàn)略目標(biāo)（裴長(zhǎng)洪，2011）。為了研究近年來(lái)中國(guó)的對(duì)外直接投資（OFDI）以及雙邊貿(mào)易對(duì)中國(guó)原油進(jìn)口量產(chǎn)生的影響，本文選取2003―2010年中國(guó)對(duì)24個(gè)主要進(jìn)口原油來(lái)源國(guó)的OFDI流量、OFDI存量、進(jìn)出口貿(mào)易聯(lián)系和原油進(jìn)口量作為研究變量，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)原油進(jìn)口的影響。首先，計(jì)算中國(guó)與這24個(gè)國(guó)家的貨物進(jìn)口貿(mào)易結(jié)合度、出口貿(mào)易結(jié)合度，并檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。其次，運(yùn)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(duì)原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響以及FDI流量、貿(mào)易結(jié)合度對(duì)原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響；其后，建立VAR模型，檢驗(yàn)FDI流量、FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度和原油進(jìn)口量的滯后期對(duì)當(dāng)期原油進(jìn)口量的動(dòng)態(tài)影響。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與雙邊貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算

1數(shù)據(jù)來(lái)源

2003―2010年中國(guó)原油進(jìn)口量（JK）的數(shù)據(jù)來(lái)自《國(guó)際石油經(jīng)濟(jì)》。中國(guó)在24個(gè)主要原油進(jìn)口國(guó)的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部、統(tǒng)計(jì)局和外匯管理局聯(lián)合的《2010年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（2011）。2003―2008年中國(guó)與24國(guó)的雙邊貿(mào)易額數(shù)據(jù)來(lái)自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數(shù)據(jù)來(lái)自《國(guó)際貿(mào)易》（其中伊拉克的數(shù)據(jù)來(lái)自UN comtrade；其他數(shù)據(jù)來(lái)自WTO數(shù)據(jù)庫(kù)）。

對(duì)上述的原油進(jìn)口量、FDI流量和FDI存量取對(duì)數(shù)，即這3個(gè)變量為L(zhǎng)flow、Lstock和Ljk。

2進(jìn)口、出口貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算

本文選取貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)表示中國(guó)與24個(gè)原油進(jìn)口國(guó)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(jì)學(xué)家布朗提出，后經(jīng)小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學(xué)者完善，它是指一經(jīng)濟(jì)體對(duì)某一個(gè)貿(mào)易伙伴的出口（進(jìn)口）占該經(jīng)濟(jì)體出口（進(jìn)口）總額的比重與該貿(mào)易伙伴進(jìn)口（出口）總額占世界進(jìn)口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)算公式，可計(jì)算出中國(guó)對(duì)24個(gè)主要進(jìn)口原油來(lái)源國(guó)的貨物出口結(jié)合度（ETCD）和進(jìn)口結(jié)合度（ITCD）。

三、中國(guó)OFDI、雙邊貿(mào)易對(duì)原油進(jìn)口量影響的實(shí)證分析

1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列或面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性通常通過(guò)單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷。對(duì)于面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)，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(shè)是各截面序列具有一個(gè)相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗(yàn)的原假設(shè)是假定各截面序列具有不同的單位根過(guò)程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對(duì)面板數(shù)據(jù)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果不一致時(shí)，若前兩種檢驗(yàn)、后三種檢驗(yàn)結(jié)果中各有一個(gè)拒絕原假設(shè)，本文即認(rèn)為被檢驗(yàn)序列為平穩(wěn)序列。據(jù)此，運(yùn)用Eviews60軟件檢驗(yàn)，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(jiàn)表1）。

2FDI存量、雙邊貿(mào)易關(guān)系對(duì)進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型檢驗(yàn)中國(guó)OFDI存量、貨物進(jìn)口結(jié)合度和貨物出口結(jié)合度對(duì)原油進(jìn)口量的影響。利用Eviews60對(duì)上述模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，回歸結(jié)果拒絕原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型包括變截距模型和變系數(shù)模型。通過(guò)變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對(duì)原油進(jìn)口量的影響情況，運(yùn)用變系數(shù)模型來(lái)討論國(guó)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(guó)的OFDI存量對(duì)原油進(jìn)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(jìn)口量是負(fù)相關(guān)，影響顯著；進(jìn)口貿(mào)易結(jié)合度的影響則不顯著（見(jiàn)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(guó)在哈薩克斯坦、巴西和馬來(lái)西亞的FDI存量對(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)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(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)與科威特和馬來(lái)西亞進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國(guó)在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)與巴西、馬來(lái)西亞出口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)與阿爾及利亞進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國(guó)在安哥拉、委內(nèi)瑞拉、尼日利亞的FDI存量對(duì)原油進(jìn)口量的影響也非常顯著，中國(guó)與越南的出口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著影響，中國(guó)與哈薩克斯坦進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口有顯著影響，在其余國(guó)家的FDI存量對(duì)原油進(jìn)口的影響不顯著。其中，在馬來(lái)西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進(jìn)口量之間呈負(fù)相關(guān)，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系與原油進(jìn)口量之間顯著負(fù)相關(guān)（見(jiàn)表3）。

對(duì)上述變截距模型和變系數(shù)模型的回歸殘差進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，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(jiàn)表3）。

3FDI流量、雙邊貿(mào)易關(guān)系對(duì)原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響

以原油進(jìn)口量為因變量，F(xiàn)DI流量、出口結(jié)合度和進(jìn)口結(jié)合度為解釋變量分別建立固定效應(yīng)變截距模型和變系數(shù)模型。變截距模型的檢驗(yàn)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(duì)原油進(jìn)口量有顯著影響，但出口貿(mào)易聯(lián)系與進(jìn)口量之間負(fù)相關(guān)（見(jiàn)表4）。

變系數(shù)模型的實(shí)證檢驗(yàn)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(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)與利比亞和澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著負(fù)向影響，中國(guó)與馬來(lái)西亞、阿爾及利亞的進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對(duì)原油進(jìn)口量呈負(fù)向關(guān)系，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。回歸后對(duì)殘差進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，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(guān)系對(duì)原油進(jìn)口量的動(dòng)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(gè)向量自回歸模型（VAR模型）。根據(jù)AIC準(zhǔn)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(jìn)口量的滯后一期對(duì)當(dāng)期原油進(jìn)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(duì)當(dāng)期原油進(jìn)口量有負(fù)向顯著影響，而進(jìn)口結(jié)合度和出口結(jié)合度的滯后期對(duì)當(dāng)期原油進(jìn)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(lái)，中國(guó)的OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口的影響作用存在明顯差異?？傮w看，中國(guó)的OFDI流量和存量在一定程度上對(duì)中國(guó)原油的進(jìn)口有顯著的促進(jìn)作用，中國(guó)與進(jìn)口原油來(lái)源國(guó)的出口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口沒(méi)有明顯促進(jìn)作用，而進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系的影響不顯著。就國(guó)別而言，中國(guó)OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進(jìn)作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進(jìn)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(jìn)作用（如馬來(lái)西亞）、進(jìn)口貿(mào)易促進(jìn)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(méi)有影響（其余國(guó)家）。從動(dòng)態(tài)影響效果看，原油進(jìn)口量主要是前期產(chǎn)生的，前期FDI存量與流量對(duì)原油進(jìn)口沒(méi)有促進(jìn)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(guān)系對(duì)原油進(jìn)口量的不同影響效果，從投資角度來(lái)看，中國(guó)應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮FDI的促進(jìn)作用，加大對(duì)原油生產(chǎn)國(guó)的投資以穩(wěn)固原油進(jìn)口量。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2011年中國(guó)OFDI流量的627%流向中國(guó)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(guó)需要通過(guò)發(fā)放優(yōu)惠貸款等措施引導(dǎo)中國(guó)企業(yè)增大在產(chǎn)油國(guó)的投資，既可以促進(jìn)中國(guó)原油的進(jìn)口，也可把過(guò)剩的外匯儲(chǔ)備轉(zhuǎn)變?yōu)槭唾Y源。從貿(mào)易角度而言，一要鞏固與擴(kuò)大原油的進(jìn)口量，二是基于與產(chǎn)油國(guó)貨物貿(mào)易的現(xiàn)狀，調(diào)整國(guó)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(xiàn)]

篇4

［中圖分類號(hào)］F742［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］B［文章編號(hào)］1002-2880(2011)03-0023-03

作者簡(jiǎn)介：孫銘，女，漢族，湖北武漢人，湖北大學(xué)商學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生，研究方向：國(guó)際貿(mào)易政策。一、引言

反傾銷、反補(bǔ)貼和保障措施歷來(lái)是各國(guó)習(xí)慣采用的三種主要貿(mào)易救濟(jì)措施。長(zhǎng)期以來(lái)，反傾銷作為一種貿(mào)易保護(hù)手段，得到了世貿(mào)組織的認(rèn)可，成為維護(hù)“公平貿(mào)易”的最主要武器，是各國(guó)使用頻率最高的貿(mào)易救濟(jì)措施。但自從1995年WTO《補(bǔ)貼與反補(bǔ)貼措施協(xié)定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures簡(jiǎn)稱《SCM協(xié)定》)生效以來(lái)，各國(guó)在國(guó)際貿(mào)易中提起反補(bǔ)貼調(diào)查并采取反補(bǔ)貼措施的情況越來(lái)越多。近年來(lái)，受國(guó)際金融危機(jī)的影響，國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義有重新抬頭的跡象，世界各國(guó)間的貿(mào)易摩擦愈演愈烈，反補(bǔ)貼逐漸成為新的熱點(diǎn)。

圖1列出了1993—2009年間立案的國(guó)際反補(bǔ)貼案件數(shù)量變化。WTO成立之后，反補(bǔ)貼案件數(shù)有所下降。但自1996開始，反補(bǔ)貼案件數(shù)逐年上升，并于1999年到達(dá)頂峰，高達(dá)41起。其后反補(bǔ)貼案件數(shù)呈波動(dòng)下降的趨勢(shì)。然而，2005—2009年間，案件數(shù)又逐年上升。相對(duì)于世界上各國(guó)進(jìn)行立案的反傾銷案件而言，反補(bǔ)貼的案件雖然比較少，但是該救濟(jì)措施究竟會(huì)產(chǎn)生什么樣的貿(mào)易效應(yīng)，以及程度有多大，仍然值得研究。

圖11993—2009年國(guó)際反補(bǔ)貼案件數(shù)量的變化

資料來(lái)源：根據(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理。二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)反補(bǔ)貼問(wèn)題的研究從未間斷，但反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)問(wèn)題較少受到關(guān)注。從現(xiàn)有的國(guó)外研究來(lái)看，有一些學(xué)者對(duì)反補(bǔ)貼的實(shí)施效果進(jìn)行了實(shí)證研究。Yu-Ter Wang(2005)等學(xué)者對(duì)反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)持否定觀點(diǎn)。與此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分別利用CGE(可計(jì)算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型認(rèn)為反補(bǔ)貼是限制貿(mào)易的重要手段之一。國(guó)內(nèi)研究方面，目前只有少數(shù)學(xué)者對(duì)反補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了初步的研究，如鄒琪等(2006)的研究認(rèn)為反補(bǔ)貼會(huì)給社會(huì)經(jīng)濟(jì)福利造成損失。鑒于反補(bǔ)貼具有和反傾銷類似的歧視性，在對(duì)反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究時(shí)可以借鑒反傾銷的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各國(guó)對(duì)墨西哥進(jìn)行反傾銷的面板數(shù)據(jù)為例，得出結(jié)論：對(duì)發(fā)展中國(guó)家征收反傾銷稅的申訴國(guó)不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但存在貿(mào)易限制效應(yīng)。Prusa(1999)利用美國(guó)1980—1994年對(duì)外反補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，證明美國(guó)的反傾銷措施從很大程度上扭曲了其貿(mào)易模式，導(dǎo)致進(jìn)口額下降30%～50%。與此同時(shí)，Konings (2001)則發(fā)現(xiàn)，歐盟在1985—1990年間發(fā)起的反傾銷并未產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。馮宗憲、向洪金(2009)利用2002—2007年歐美國(guó)家對(duì)華紡織品案例的月度數(shù)據(jù)，考察了歐美對(duì)華反傾銷的貿(mào)易破壞效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的存在和大小。

總體上看，由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺乏，國(guó)內(nèi)外對(duì)于反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統(tǒng)計(jì)資料來(lái)看，1993—2009年間的國(guó)際反補(bǔ)貼案件累計(jì)已接近300件，這為目前的實(shí)證研究提供了充足的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。與此同時(shí)，關(guān)于反傾銷的經(jīng)驗(yàn)研究在計(jì)量方法上有了很大發(fā)展，這為反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究提供了一定的技術(shù)支持。本文將根據(jù)1993—2007年立案的反補(bǔ)貼案件數(shù)據(jù)，對(duì)反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。

三、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

為了衡量反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)，本文結(jié)合反補(bǔ)貼案件和6位HS編碼產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)包含時(shí)間序列和截面的面板數(shù)據(jù)集，以考察1993—2007年立案的反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)。首先通過(guò)考察反補(bǔ)貼對(duì)被訴國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額的影響，來(lái)判斷反補(bǔ)貼立案是否會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易破壞效應(yīng)。其次通過(guò)從被訴國(guó)進(jìn)口比例的變化來(lái)考察反補(bǔ)貼是否會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

本文的回歸模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建，采用以下的半對(duì)數(shù)線性回歸方程：

ln(Importijt)=αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)

其中，被解釋變量ln(Importijt）表示i國(guó)在t期從j國(guó)對(duì)某產(chǎn)品的進(jìn)口額。ln(Importijt-1）是被解釋變量的滯后一期值，這是由于貿(mào)易的滯后值是會(huì)影響到當(dāng)前的貿(mào)易。t規(guī)范為t=0表示反補(bǔ)貼立案的年份，因此，t= -1表示立案前一年，t=+1表示立案后一年，以此類推。虛擬變量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1)，肯定結(jié)案方式的影響，若反補(bǔ)貼立案后第一年為肯定結(jié)案，則取值為1，其他為0；同理，AFFijt+2在 t=+2時(shí)取值為1，其他為0；若立案后第一年為否定結(jié)案，則NEGijt+1在t=+1期其取值為1，其他為0；同理，NEGijt+2在t=+2時(shí)取值為1，其他為0。ηij度量的是各截面單元的個(gè)體差異，uijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在反補(bǔ)貼立案前，被訴國(guó)對(duì)申訴國(guó)進(jìn)口的大幅增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致反補(bǔ)貼調(diào)查；反補(bǔ)貼措施會(huì)限制申訴國(guó)從被訴國(guó)的進(jìn)口，即存在貿(mào)易限制效應(yīng)；反補(bǔ)貼會(huì)導(dǎo)致涉案產(chǎn)品的進(jìn)口從被訴國(guó)轉(zhuǎn)移到非被訴國(guó)，即存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。因此，該模型中解釋變量滯后項(xiàng)的預(yù)期符號(hào)為正數(shù)，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預(yù)期符號(hào)為負(fù)數(shù)，NEGijt+1和NEGijt+2的預(yù)期符號(hào)可能為正，也可能為負(fù)。

由于該回歸中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，若用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，必將導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的非一致性，進(jìn)而基于估計(jì)結(jié)果所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)含義也必定是扭曲的。為了解決該問(wèn)題，本文采用Arellano and Bond(1991)，Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(廣義距)估計(jì)法。對(duì)方程(1)進(jìn)行一階差分之后，動(dòng)態(tài)面板模型可以表示為：

孫銘:反補(bǔ)貼措施的貿(mào)易效應(yīng)——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)

GMM估計(jì)法運(yùn)用滯后期和差分作為工具變量所產(chǎn)生的估計(jì)和檢驗(yàn)具有一致性和穩(wěn)健性，進(jìn)而基于估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)論所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義將有力地揭示反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)。

本文的研究對(duì)象為1993—2007年間立案的反補(bǔ)貼案件，這些案件是根據(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理出來(lái)的，包括11個(gè)進(jìn)行反補(bǔ)貼立案的國(guó)家和地區(qū)(美國(guó)，歐盟，加拿大，墨西哥，澳大利亞，巴西，智利，阿根廷，委內(nèi)瑞拉，哥斯達(dá)黎加和秘魯)，涉及共40個(gè)國(guó)家和地區(qū)，累計(jì)188起案件。每個(gè)案件的數(shù)據(jù)包括立案前后2年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是從聯(lián)合國(guó)Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)搜集而來(lái)，涵蓋了1991—2009年各國(guó)或地區(qū)從別國(guó)進(jìn)口涉案產(chǎn)品(6位HS編碼的細(xì)分產(chǎn)品)的數(shù)據(jù)。對(duì)于包含一個(gè)以上產(chǎn)品編碼的案件，本文將所有產(chǎn)品編碼下的進(jìn)口額數(shù)據(jù)匯總，以得到每個(gè)案件的進(jìn)口額數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)

用GMM估計(jì)法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數(shù)為0.402，表明進(jìn)口國(guó)在上年度進(jìn)口的變化會(huì)導(dǎo)致本年度的進(jìn)口同向變化，即上年度進(jìn)口每增加1%，則本年度的進(jìn)口會(huì)增加約0.402%。虛擬變量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)，這表明，不管最后是以肯定還是否定方式結(jié)案，反補(bǔ)貼都會(huì)導(dǎo)致申訴國(guó)對(duì)該產(chǎn)品的進(jìn)口減少，具有一定的貿(mào)易限制效應(yīng)，這與預(yù)期效果是一致的，只是針對(duì)不同結(jié)案方式，減少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1）變量不同的是，這幾個(gè)虛擬變量值必須轉(zhuǎn)換成表1第三列的形式。結(jié)果表明，在肯定結(jié)案的反補(bǔ)貼案件中，申訴國(guó)從被訴國(guó)的進(jìn)口在第一年下降了約30%，第二年下降了約44%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)口額的年均下降幅度均在10%以內(nèi)，且在時(shí)序上呈逐步減少的趨勢(shì)。

表1反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

貿(mào)易限制效應(yīng)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)解釋變量(1)對(duì)應(yīng)的被解釋變量

變動(dòng)的實(shí)際百分比解釋變量(2)對(duì)應(yīng)的被解釋變量

變動(dòng)的實(shí)際百分比ln(Importijt-1)0.4022***(11.985)ln Shareijt-10.345***(25.203)AFFijt+1-0.368***(-3.102)-30.79%AFFijt+1-0.343***(-3.944)-29.03%AFFijt+2-0.5893***(-4.361)-44.53%AFFijt+2-0.582***(-4.462)-44.12%NEGijt+1-0.1030**(-1.370)-9.79%NEGijt+1-0.103(-1.560)-9.82%NEGijt+2-0.0349(-0.440)-3.44%NEGijt+2-0.092(-1.376)-8.77%樣本數(shù)937樣本數(shù)937J統(tǒng)計(jì)量50.2660J統(tǒng)計(jì)量37.5852注：各變量回歸系數(shù)后面的括號(hào)內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(二)反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通過(guò)考察申訴國(guó)從非被訴國(guó)進(jìn)口的變化來(lái)研究反傾銷的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但是，貿(mào)易額的相對(duì)值(即申訴國(guó)從被訴國(guó)對(duì)某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對(duì)該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重)比絕對(duì)值更能揭示貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。本文在研究反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)時(shí)，將運(yùn)用和Brenton(2001)提出的類似方法，將研究對(duì)象從非被訴國(guó)轉(zhuǎn)向被訴國(guó)，通過(guò)考察申訴國(guó)從被訴國(guó)對(duì)某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對(duì)該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重來(lái)確定反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)?？蓸?gòu)建類似的模型：

ln(Sharetijt)=αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)

其中，被解釋變量ln(Shareijt)表示i國(guó)在t期從j國(guó)對(duì)某產(chǎn)品的進(jìn)口額占從世界對(duì)該產(chǎn)品進(jìn)口額的比重。同樣的，運(yùn)用GMM方法估計(jì)出的反補(bǔ)貼貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)如表1(2)所示。在回歸結(jié)果中，各解釋變量的系數(shù)估計(jì)值都較為顯著，并且與預(yù)期的一致，這表明在肯定結(jié)案的反補(bǔ)貼案件中，申訴國(guó)從被訴國(guó)的進(jìn)口在第一年下降了29.03%，第二年下降了約44.12%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)口額在第一年的下降幅度為9.82%，第二年為8.77%。顯然，反補(bǔ)貼立案會(huì)導(dǎo)致被訴國(guó)的進(jìn)口比重下降，該趨勢(shì)在第二年有所增強(qiáng)，貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)顯著。

五、結(jié)論與啟示

無(wú)論是衡量被訴國(guó)的進(jìn)口額還是比重，肯定結(jié)案和否定結(jié)案均導(dǎo)致申訴國(guó)從被訴國(guó)的進(jìn)口在其后兩年有所下降，其中肯定結(jié)案后的第二年下降的幅度更大，表明反補(bǔ)貼具有較大的貿(mào)易限制和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

上述結(jié)論也引發(fā)了相關(guān)思考。第一，隨著中國(guó)在世界經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易中的地位逐漸上升，在發(fā)展成為新興的工業(yè)和貿(mào)易大國(guó)的同時(shí)，中國(guó)也理所當(dāng)然地成為了遭受國(guó)外反補(bǔ)貼申訴的主要目標(biāo)國(guó)。雖然相較于反傾銷而言，外國(guó)對(duì)中國(guó)反補(bǔ)貼的運(yùn)用開始得比較晚，但從2004年遭到國(guó)外第一例反補(bǔ)貼立案開始，至2009年底，累計(jì)已達(dá)到了37起，其中，已有19起案件被實(shí)施了反補(bǔ)貼措施。2004年，世界對(duì)中國(guó)反補(bǔ)貼案件占其對(duì)外反補(bǔ)貼案件總數(shù)的比重不到50%。但自2007年開始，該比重有所提高。2008年和2009年，超過(guò)一半的對(duì)外反補(bǔ)貼是針對(duì)中國(guó)展開的，國(guó)際對(duì)華反補(bǔ)貼形勢(shì)日趨嚴(yán)峻。因此，我國(guó)應(yīng)該積極行動(dòng)起來(lái)，通過(guò)出口市場(chǎng)多元化等途徑降低反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)。第二，要關(guān)注反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，該效應(yīng)將有可能削弱我國(guó)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如何在不違反WTO規(guī)則的前提下，適度保護(hù)我國(guó)進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)業(yè)，捍衛(wèi)本國(guó)利益，將是今后研究的主題。第三，反補(bǔ)貼措施的貿(mào)易效應(yīng)，還可以分行業(yè)或引入稅率等變量進(jìn)行衡量做進(jìn)一步研究。

［參考文獻(xiàn)］

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篇5

二、計(jì)量分析

采用eviews7．2中的pool模版處理隨機(jī)效應(yīng)模型，具體結(jié)果如下：1．模型分析通過(guò)序列圖分析，單位根檢驗(yàn)應(yīng)該包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，通過(guò)level檢測(cè)，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過(guò)LLC以及IPS檢驗(yàn)，進(jìn)一步進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒(méi)有通過(guò)單位根檢驗(yàn)，因?yàn)榇四Ｐ鸵呀?jīng)取對(duì)數(shù)做線性化處理，故不通過(guò)檢驗(yàn)的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過(guò)IPS檢驗(yàn)，同樣使用一階差分檢驗(yàn)，變量通過(guò)單位根檢驗(yàn)。根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，變量之間為同階單整關(guān)系，接下來(lái)進(jìn)行變量的協(xié)整檢驗(yàn)，建立的模型形式為：有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)，變量滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗(yàn)的零假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Pedrom檢驗(yàn)、Kao檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)三種方法，對(duì)面板數(shù)據(jù)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。除了Panelv－Statistic統(tǒng)計(jì)量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過(guò)檢驗(yàn)外，其余變量p值都接近于0。同時(shí)Granger檢驗(yàn)中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎(chǔ)上對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，得到p值為1．000，接受原假設(shè)，建立隨機(jī)效應(yīng)模型。2．回歸結(jié)果解釋在回歸結(jié)果中，lnYj的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明進(jìn)口來(lái)源國(guó)家與地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，越不會(huì)向安徽省出口。Lnh系數(shù)結(jié)果不顯著，說(shuō)明匯率對(duì)安徽省進(jìn)口貿(mào)易影響甚微，因?yàn)榘不帐∨c一些國(guó)家與地區(qū)有長(zhǎng)期的合作關(guān)系，重點(diǎn)進(jìn)口這類國(guó)家的可貿(mào)易物品，不開放的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境使一部分國(guó)家不會(huì)向安徽出口；其次，安徽省的對(duì)外貿(mào)易受到政府調(diào)控的影響嚴(yán)重，進(jìn)口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進(jìn)口物品用于消費(fèi)不足2％的事實(shí)；最后，安徽省是內(nèi)陸省份，運(yùn)輸不便，構(gòu)成對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的限制。雙邊貿(mào)易成本LnC結(jié)果顯著，而且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明雙邊貿(mào)易成本成為制約安徽對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的主要因素，安徽通往港口的運(yùn)輸成本決定了貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量，這是一種隱形消耗，眾多的學(xué)者把這種成本看作價(jià)格的內(nèi)生函數(shù)，如今把它們兩者區(qū)分開，成為下一階段研究的重點(diǎn)。

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一、引言

（一）研究背景

從20世紀(jì)80年代以來(lái)，我國(guó)的進(jìn)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(jìn)口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，最鮮明的特點(diǎn)就是加工貿(mào)易進(jìn)口在我國(guó)總進(jìn)口中占的比重不斷上升并趨于穩(wěn)定，以及我國(guó)一般貿(mào)易進(jìn)口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩(wěn)定。

圖1 我國(guó)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

圖2 我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的變化，體現(xiàn)了進(jìn)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(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程相一致，也是我國(guó)對(duì)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(guān)文獻(xiàn)綜述

1、國(guó)外相關(guān)研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結(jié)果表明匯率波動(dòng)與進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運(yùn)用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國(guó)家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的出口貿(mào)易有很大的負(fù)面影響，尤其對(duì)于拉美國(guó)家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發(fā)現(xiàn)匯率對(duì)貿(mào)易量有促進(jìn)作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)與瑞典、英國(guó)、荷蘭的出口具有正向相關(guān)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(dòng)對(duì)愛(ài)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(dòng)對(duì)貿(mào)易沒(méi)有顯著影響。

2、國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

黃錦明（2010）對(duì)1995～2009年的季度數(shù)據(jù)采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：在長(zhǎng)期內(nèi)，我國(guó)的出口貿(mào)易對(duì)于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實(shí)際有效匯率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系；肖揚(yáng)、徐晟（2010）對(duì)1999年1季度到2007年2季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，得出的結(jié)論是：實(shí)際有效匯率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響都是長(zhǎng)期的，且大多數(shù)是反向的。即人民幣升值抑制了我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易；何建奎、馬紅（2012）對(duì)1995～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)向相關(guān)性，即人民幣貶值，進(jìn)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(yùn)用協(xié)整分析法研究了人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)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(jìn)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(duì)人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率是影響中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，實(shí)際有效匯率下降會(huì)刺激出口增加、進(jìn)口減少。這里特別強(qiáng)調(diào)一點(diǎn)，李建偉和余明還討論了人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和與一般貿(mào)易出口、進(jìn)口的關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和一般貿(mào)易出口、進(jìn)口存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

二、人民幣匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易方式影響的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取1992～2008年的實(shí)際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿(mào)易進(jìn)出口額、一般貿(mào)易進(jìn)出口額，進(jìn)行具體的實(shí)證分析。其中，實(shí)際有效匯率來(lái)源于IMF的《International Finance Statistics》。因?yàn)閺?010年開始，統(tǒng)計(jì)局沒(méi)有公布關(guān)于我國(guó)加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進(jìn)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(jìn)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于2009年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

其中，實(shí)際有效匯率表示為REER，加工貿(mào)易進(jìn)口額表示為JIM，加工貿(mào)易出口額表示為JEX，一般貿(mào)易進(jìn)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(yàn)

在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。只有變量是同階單整的，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。為了方便研究，并考慮到對(duì)各時(shí)序數(shù)列取對(duì)數(shù)之后不會(huì)改變時(shí)序數(shù)列的性質(zhì)和關(guān)系，且得到的數(shù)據(jù)易形成平穩(wěn)序列。因此，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，然后采用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明五個(gè)時(shí)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(gè)時(shí)間序列均是二階單整的，故可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

運(yùn)用OLS法對(duì)LJEX 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LJEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

2、LJIM 和LREER

運(yùn)用OLS法對(duì)LJIM 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LJIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

3、LYEX 和LREER

運(yùn)用OLS法對(duì)LYEX 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LYEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

4、LYIM 和LREER

運(yùn)用OLS法對(duì)LYIM 、LREER的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LYIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

（四） ARMA模型估計(jì)

1、LJEX 和LREER

從以上結(jié)果中可以看出，實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進(jìn)口、一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進(jìn)口存在負(fù)相關(guān)性，即每當(dāng)實(shí)際有效匯率升高1%時(shí)，加工貿(mào)易出口下降0.3%，加工貿(mào)易進(jìn)口下降0.68%，一般貿(mào)易出口下降0.16%，一般貿(mào)易進(jìn)口下降0.14%。

篇7

田文（2005）認(rèn)為，目前由于新興工業(yè)化國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家不斷加入到國(guó)際分工中來(lái),產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易不但在量上成為國(guó)際貿(mào)易顯著增長(zhǎng)的原因,而且成為國(guó)際貿(mào)易流向與格局變化的重要力量,成為發(fā)展中國(guó)家實(shí)現(xiàn)工業(yè)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的新途徑。崔瑋（2009）根據(jù)聯(lián)合國(guó)BEC行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)對(duì)中國(guó)中間品的進(jìn)口規(guī)模進(jìn)行了估算，認(rèn)為我國(guó)進(jìn)口商品主要為中間投入品，占總進(jìn)口的比例達(dá)到了60%左右，中國(guó)已積極加入到國(guó)際產(chǎn)品內(nèi)分工中。Sven.W.Arndt(2007)強(qiáng)調(diào)，現(xiàn)在，越來(lái)越多的產(chǎn)品在多個(gè)國(guó)家生產(chǎn)，對(duì)于雙邊貿(mào)易平衡的分析考慮已經(jīng)在逐漸失去價(jià)值。

鑒于中國(guó)在國(guó)際分工中所處的地位，中間品的進(jìn)口勢(shì)必會(huì)對(duì)中國(guó)的出口能力產(chǎn)生很大的影響，本文旨在通過(guò)數(shù)據(jù)分析中國(guó)的中間品進(jìn)口規(guī)模并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析其對(duì)中國(guó)制造品出口的影響。

二、中國(guó)的中間品進(jìn)口規(guī)模

在本文研究中間品進(jìn)口對(duì)中國(guó)制造品出口的影響之前，首先需要分析中國(guó)中間品的進(jìn)口規(guī)模。由于本文主要側(cè)重于中間品進(jìn)口對(duì)制造品出口的影響分析，因此相應(yīng)的中間品是指生產(chǎn)制造品所需的中間投入品，基于SITC2的分類標(biāo)準(zhǔn)，主要存在于7類和8類商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13類），其界定參見(jiàn)FrancisNg,AlexanderYeats(1999)。從1987年至今，中國(guó)的中間品進(jìn)口規(guī)模不斷擴(kuò)大，占世界中間品總進(jìn)口的份額也在不斷提高，此處主要選擇1989、1999和2009三個(gè)年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析，如圖1所示。

從圖1中可以看出，從1989年到2009年，除72類和89類中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重有所下降外，其他類別的中間品進(jìn)口比重都呈大幅上升趨勢(shì)，2009年多數(shù)類別的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)口的比重超過(guò)了5%，特別是73類——金屬加工機(jī)械、75類——辦公機(jī)器和自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備、77類——電動(dòng)機(jī)械、儀器和用具及零件和88類——攝影器材及用品、光學(xué)用品、手表等的中間品進(jìn)口比重占到了世界總進(jìn)口的10%以上，77類和88類甚至超過(guò)了15%，中國(guó)中間品進(jìn)口擁有如此大的規(guī)模，足以說(shuō)明，中國(guó)已經(jīng)成為了“世界工廠”，大量的進(jìn)口中間投入品進(jìn)行加工組裝后再將制成品出口到其他國(guó)家和地區(qū)。

圖1中國(guó)各類中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重

數(shù)據(jù)來(lái)源：聯(lián)合國(guó)COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)以及作者的計(jì)算

但是單憑中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重還不足以說(shuō)明中國(guó)在加工裝配方面所具有的優(yōu)勢(shì)，進(jìn)口顯性比較優(yōu)勢(shì)（RCA）指數(shù)則可以給出有力的證明。進(jìn)口RCA指數(shù)是出口RCA指數(shù)的一種變形，當(dāng)RCA指數(shù)用中間品的進(jìn)口數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行計(jì)算，那么該指數(shù)可以用來(lái)判斷一國(guó)在零部件組裝上是否具有比較優(yōu)勢(shì)，公式為：

如果大于1則說(shuō)明i國(guó)在j產(chǎn)品的裝配上具有比較優(yōu)勢(shì)，反之，則說(shuō)明i國(guó)在j產(chǎn)品的裝配上具有比較劣勢(shì)。

根據(jù)進(jìn)口RCA指數(shù)的公式，可以計(jì)算出中國(guó)在涉及中間品加工裝配的行業(yè)中是否具有比較優(yōu)勢(shì)，圖2為2009年中國(guó)13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)。

圖22009年中國(guó)13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)

數(shù)據(jù)來(lái)源：聯(lián)合國(guó)COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)以及作者的計(jì)算

從圖2中可以看出，2009年中國(guó)73類——金屬加工機(jī)械、75類——辦公機(jī)器和自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備、77類——電動(dòng)機(jī)械、儀器和用具及零件、87類——專業(yè)科學(xué)控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學(xué)用品、手表等的進(jìn)口RCA指數(shù)均大于1，說(shuō)明中國(guó)在這些行業(yè)的加工裝配上是具有比較優(yōu)勢(shì)的，與圖1相對(duì)應(yīng)的，這些行業(yè)的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)口的比重也是最高的。

三、中間品進(jìn)口對(duì)中國(guó)制造品出口影響的實(shí)證分析

通過(guò)前面的分析可以看出，中國(guó)的中間品進(jìn)口規(guī)模巨大，且在一些制造行業(yè)的加工裝配上具有比較優(yōu)勢(shì)，這些都會(huì)對(duì)中國(guó)的制造品出口產(chǎn)生直接的影響，從而導(dǎo)致中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易順差大幅增加。那么，中間品進(jìn)口究竟在多大的程度上影響了中國(guó)制造品的出口，本文采用實(shí)證分析的方式進(jìn)行研究。

下面利用1987-2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型分析中間品進(jìn)口對(duì)中國(guó)制造品出口的影響，計(jì)量模型設(shè)定

Log表示對(duì)數(shù)值，相關(guān)指標(biāo)的定義和數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)表1。

表1變量定義及數(shù)據(jù)來(lái)源

經(jīng)過(guò)前一部分的分析可以知道，中國(guó)的中間品進(jìn)口額和進(jìn)口RCA指數(shù)均可以用來(lái)衡量中國(guó)中間品的進(jìn)口規(guī)模，而這兩個(gè)指標(biāo)存在一定的相關(guān)性，將這兩個(gè)指標(biāo)分別代入模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，既可以測(cè)算中間品的進(jìn)口對(duì)中國(guó)制造品出口的影響，又可以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，因此設(shè)置了兩個(gè)結(jié)構(gòu)相同的模型。由于中國(guó)的制造品出口受供給和需求兩方面因素的影響，供給方面的影響可以用中國(guó)的GDP來(lái)衡量，而需求方面的影響則與中國(guó)貿(mào)易伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，因此在該模型中加入了中國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)的加權(quán)GDP作為解釋變量，計(jì)算方式是將2008年中國(guó)出口額排名前25位的目的國(guó)家或地區(qū)的GDP進(jìn)行加權(quán)。人民幣的實(shí)際有效匯率是影響中國(guó)出口的重要因素，因此也需要將這一解釋變量置于模型中。

為避免序列自相關(guān)性的影響，在模型估算中對(duì)對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行了一階差分，在以下表格中為簡(jiǎn)潔起見(jiàn)，PC即表示中國(guó)中間品進(jìn)口額對(duì)數(shù)值一階差分后的指標(biāo)，其他指標(biāo)類似。經(jīng)檢驗(yàn)，模型采用隨機(jī)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果如表2所示。

表2中間品進(jìn)口對(duì)中國(guó)制造品出口影響的實(shí)證結(jié)果

注：，，分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號(hào)中數(shù)值為t值。

篇8

二、研究綜述

國(guó)內(nèi)外對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易及影響其因素的研究一直較為關(guān)注。早在1990年進(jìn)口問(wèn)題課題組就對(duì)改革開放十年來(lái)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展做了研究，發(fā)現(xiàn)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度過(guò)快以及消費(fèi)的膨脹的刺激下，進(jìn)口貿(mào)易呈螺旋式的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。魏巍賢(1999)分析了影響我國(guó)進(jìn)口需求的宏觀經(jīng)濟(jì)因素，指出影響總進(jìn)口的因素不僅包括總消費(fèi)支出，還包括總投資支出以及總出口支出，并建立了中國(guó)進(jìn)口需求短期行為的誤差修正模型來(lái)證實(shí)他的觀點(diǎn)。韓德光(2001)卻認(rèn)為影響中國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額的主要因素是國(guó)民收入和匯率，并通過(guò)實(shí)證說(shuō)明國(guó)民收入對(duì)進(jìn)口額的影響較大，匯率對(duì)進(jìn)口額的影響則相對(duì)較弱。邵軍和徐康寧(2006)使用協(xié)整分析方法研究了改革開放以來(lái)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與其決定因素之間的長(zhǎng)期關(guān)系和需求彈性，認(rèn)為無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，中國(guó)的進(jìn)口需求價(jià)格彈性較小，收入彈性較大，而這一現(xiàn)象主要與中國(guó)的進(jìn)口需求結(jié)構(gòu)有關(guān)。同年，李雙杰和劉偉(2006)針對(duì)貿(mào)易政策變化對(duì)我國(guó)進(jìn)口汽車市場(chǎng)的影響做了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)由于進(jìn)口汽車價(jià)格結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性，關(guān)稅降低對(duì)進(jìn)口汽車市場(chǎng)的直接影響并不大，而是通過(guò)人們的消費(fèi)預(yù)期來(lái)間接影響市場(chǎng)。呂劍(2007)在研究外部沖擊對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響的實(shí)證分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)進(jìn)口與國(guó)際石油價(jià)格、國(guó)際游資數(shù)量呈負(fù)相關(guān)，而與人民幣實(shí)際有效匯率、外國(guó)通貨膨脹率水平和外國(guó)出口能力呈正相關(guān)。一般的貿(mào)易理論認(rèn)為，本幣升值后有利于降低進(jìn)口商品成本，短期內(nèi)產(chǎn)生進(jìn)口替代效應(yīng)，有助于減少貿(mào)易順差。徐揚(yáng)輝(2008)的研究卻表明現(xiàn)實(shí)與理論相背離，并認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因主要在于我國(guó)加工貿(mào)易所占比重過(guò)大。林遠(yuǎn)(2009)也做了關(guān)于人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口影響的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將顯著減少我國(guó)的進(jìn)口額，并且通過(guò)影響出口的方式間接影響進(jìn)口，而我國(guó)的加工貿(mào)易進(jìn)口卻基本不受人民幣匯率波動(dòng)的影響。

Robert和Clinton(1994)測(cè)量了美國(guó)進(jìn)口價(jià)格對(duì)于新產(chǎn)品的多樣性以及新的外國(guó)供應(yīng)商的可能偏好，并發(fā)現(xiàn)美國(guó)進(jìn)口總需求的收入彈性變小。Abdelhak(1997)利用結(jié)構(gòu)性進(jìn)口需求方程對(duì)很多國(guó)家分別做了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論在小樣本情況下對(duì)于不同的評(píng)估對(duì)象沒(méi)有任何幫助。因此他根據(jù)蒙特卡洛方法對(duì)小樣本的性質(zhì)分別做了OLS和FM兩種評(píng)估，結(jié)果表明，無(wú)論是短期彈性還是長(zhǎng)期彈性，F(xiàn)M評(píng)估結(jié)果都明顯強(qiáng)于OLS的評(píng)估結(jié)果。M．Shahe和Forhad(2001)認(rèn)為不同國(guó)家的進(jìn)口需求所對(duì)應(yīng)的模型并不相同。他們?cè)谟邢尥鈪R管制的條件下針對(duì)斯里蘭卡的長(zhǎng)期進(jìn)口需求建立了包括進(jìn)口國(guó)收入和進(jìn)口商品價(jià)格兩個(gè)變量的結(jié)構(gòu)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方程，實(shí)證結(jié)果表明較以往的研究結(jié)果更為顯著。Margarita和Thomas(2006)建立了垂直差異產(chǎn)品的貿(mào)易模型，發(fā)現(xiàn)收入不平等甚至是類似的變量都會(huì)影響進(jìn)口需求。在利用約翰森程序?qū)?948—1996年美國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)收入不平等的變化對(duì)進(jìn)口需求影響進(jìn)行檢驗(yàn)后，認(rèn)為進(jìn)口需求與收入及相對(duì)價(jià)格并不存在長(zhǎng)期關(guān)系。M．Shahe和Forhad(2007)對(duì)他們?cè)?001年所作的總進(jìn)口模型進(jìn)一步做了修正，并對(duì)印度和斯里蘭卡的進(jìn)口數(shù)據(jù)做了實(shí)證檢驗(yàn)。Antonis等(2008)對(duì)收入不平等影響進(jìn)口需求的問(wèn)題做了更深入的研究，并根據(jù)1980—1997年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)36個(gè)發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家分別做了檢驗(yàn)，得到了非常顯著的結(jié)果。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)各國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的研究取得了一定的成果，但是對(duì)國(guó)際金融危機(jī)下進(jìn)口貿(mào)易所受影響的研究較少，關(guān)于心理因素對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響的探討更是寥寥無(wú)幾。本文在借鑒國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，分析當(dāng)前國(guó)際金融危機(jī)期間心里恐慌對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的影響，力求對(duì)我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)政策有所貢獻(xiàn)。

三、模型構(gòu)建及樣本說(shuō)明

(一)模型的構(gòu)建

自國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放慢、失業(yè)人數(shù)上升、股市走向蕭條，這些無(wú)疑使得消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的信心下降，導(dǎo)致消費(fèi)減少，從而影響到進(jìn)口貿(mào)易總額。因此，影響一國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的因素，除了匯率和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之外，還應(yīng)該包括消費(fèi)者的心理變化。由于國(guó)際金融危機(jī)對(duì)消費(fèi)者造成的心理影響主要表現(xiàn)在消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的感受及未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景預(yù)期上，因此，本文選擇消費(fèi)者信心指數(shù)①來(lái)度量國(guó)際金融危機(jī)對(duì)消費(fèi)者造成的心理影響?；谶@樣的邏輯思考，本文構(gòu)建了實(shí)證模型的基本形式如下:It=F(GPCt，Et，CCIt)(1)式(1)中，It(Import)表示第t期我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額;GPCt(GrossDomesticProductpercapita)表示第t期我國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值;Et''''表示第t期人民幣匯率;CCIt(ConsumerConfidenceIndex)表示第t期我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)。為準(zhǔn)確反映我國(guó)與各進(jìn)口對(duì)象國(guó)(地區(qū))貨幣的雙邊匯率在人民幣匯率水平?jīng)Q定中的權(quán)重，本文以人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)BEERt(RealEffec-tiveExchangeRate)作為(1)式中的匯率Et的替代變量。同時(shí)，為更深入的研究人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的影響，本文將(1)式中的GPCt修正為人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率RGPCt(GrowthRateofGrossDomesticProductpercapi-ta)。在參考Feenstra，Gagnon和Knetter(1996)、Yang(1998)以及Alicia和Tuuli(2007)研究模型的基礎(chǔ)上，本文建立的實(shí)證模型如式(2)①:D［log(It)］=α0+α1D(RGPCt)+α2D［log(REERt)］+α3D［log(CCIt)］+δt(2)

(二)樣本的選取及描述

為了能夠充分反映各變量在國(guó)際金融危機(jī)下對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的沖擊，本文選擇的樣本數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。由于國(guó)際金融危機(jī)起源于2007年4月爆發(fā)的美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本期確定為2007年4月至2010年6月。

1．我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額

我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站②，由于所得數(shù)據(jù)均以億美元為單位，為統(tǒng)一起見(jiàn)，本文根據(jù)國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站③公布的人民幣與美元兌換率將我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)的單位均轉(zhuǎn)換為億元。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額在2008年9月國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)之后開始急速下降，2009年1月竟跌至3513億元。隨著2009年上半年全球經(jīng)濟(jì)的逐漸回暖，我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額終于開始有所回升。

2．我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率

我國(guó)的GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局④。由于GDP數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，本文利用Eviews統(tǒng)計(jì)軟件中二次函數(shù)的插值方法將其轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)。另外，計(jì)算人均GDP所需的我國(guó)人口數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的“2008年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)”。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，2007年4月開始我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率明顯下降，2007年7月竟跌至負(fù)值。2008年9月國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率更是暴跌不止，直至2009年4月才開始轉(zhuǎn)為正值。這就說(shuō)明，國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率造成的巨大沖擊正在逐漸轉(zhuǎn)緩。

3．月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)

月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)⑤數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行網(wǎng)站⑥。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)整體呈上升態(tài)勢(shì)，特別是2008年7月至11月期間上升幅度明顯增加。自2008年11月開始美元開始對(duì)歐元和日元等主要貨幣貶值，使得人民幣升值壓力有所減輕。雖然2009年2月人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)再次步入新高，但此后便開始穩(wěn)步回落。

4．我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)

我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)以來(lái)，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)整體呈跌勢(shì)。2007年12月開始不斷下降，尤其自2008年9月國(guó)際金融危機(jī)正式爆發(fā)后，消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期陷入一片低迷，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)急速下跌。在經(jīng)濟(jì)即將回暖之初即2009年3月，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)終于開始有所回升，這就意味著我國(guó)消費(fèi)者對(duì)國(guó)際金融危機(jī)的心理恐慌逐漸緩解，并對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期有所改觀。

四、實(shí)證分析

對(duì)本文所建模型中各變量樣本數(shù)據(jù)的描述表明:國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額、人均GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)者信心指數(shù)等都受到了極大的影響，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)也因美元的貶值出現(xiàn)不穩(wěn)定的態(tài)勢(shì)。然而，國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的一部分沖擊是否通過(guò)消費(fèi)者的心理因素傳導(dǎo)，消費(fèi)者的心理恐慌是否對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額存在實(shí)質(zhì)的影響，這就需要對(duì)本文所建模型做進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

1．平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)基本原理，實(shí)證研究所需的時(shí)間序列必須為平穩(wěn)序列，否則會(huì)使結(jié)果無(wú)法反映自變量與因變量之間的真實(shí)關(guān)系，即產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。本文所采用的樣本均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為防止偽回歸，本文采用單位根檢驗(yàn)法①對(duì)所選取變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。由表1可知，變量D［log(It)］、D(RGPCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］都通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明這四個(gè)時(shí)間序均為平穩(wěn)序列。

2．格蘭杰因果檢驗(yàn)

樣本序列的平穩(wěn)性雖然得到了驗(yàn)證，但是模型中所設(shè)自變量是否為因變量變化的原因仍需進(jìn)一步判斷，也就是要確定解釋變量D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］的變化是否能夠引起被解釋變量D［log(It)］的變化，分別做格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平上，D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］均為D［log(It)］變化的Granger原因。

3．實(shí)證結(jié)果及分析

選取和處理2007年至2009年的相關(guān)月度數(shù)據(jù)，對(duì)本文所建立的實(shí)證方程式(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3所示。

對(duì)于式(2)回歸得到結(jié)果所做的D．W．自相關(guān)性及異方差性檢驗(yàn)均表明，本文所構(gòu)建的實(shí)證模型是合理的。同時(shí)回歸方程調(diào)整后的R2值達(dá)到0．62，且完全通過(guò)了F檢驗(yàn)，說(shuō)明本文所建的回歸方程擬合優(yōu)度非常好。從各參數(shù)估計(jì)值的檢驗(yàn)值來(lái)看，本文所建回歸方程中各變量系數(shù)以及常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)值顯著性都非常高，達(dá)到1%的水平。表3中各變量系數(shù)的估計(jì)值表明:我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率的變化、我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率的變化均與我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的變化正相關(guān)。這就意味著在國(guó)際金融危機(jī)的背景下，我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率下跌即我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)速度的放慢，會(huì)使得我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的下降;我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率的下跌即我國(guó)消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前及未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的月度預(yù)期變差，從而降低消費(fèi)欲望，引起我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的減少。同時(shí)，表3還顯示月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的上升與我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，本國(guó)貨幣的升值意味著本國(guó)從外國(guó)進(jìn)口商品價(jià)格的相對(duì)降低，從而促進(jìn)了本國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額增加，而本文所得到的結(jié)論恰與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相反。原因有三:第一，本文所討論的樣本期處于國(guó)際金融危機(jī)的特殊環(huán)境下，國(guó)際金融危機(jī)給我國(guó)消費(fèi)者造成了一定的心理恐慌，使得消費(fèi)者的消費(fèi)欲望大大減少，從而影響到我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額。無(wú)論是進(jìn)口商還是普通消費(fèi)者都對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)存在疑慮。第二，在美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)之前人民幣匯率走勢(shì)仍較為平緩，而2007年4月之后人民幣則不斷呈現(xiàn)出升值態(tài)勢(shì)，在2008年9月國(guó)際金融危機(jī)正式引燃之后，人民幣匯率再度步入新高，這一切都增加了進(jìn)口商及普通消費(fèi)者的惶恐與不安。第三，我國(guó)消費(fèi)者始終處于二元結(jié)構(gòu)，即低收入人群和高收入人群。高收入人群對(duì)于進(jìn)口商品中的高價(jià)物品消費(fèi)較多，而高收入人群對(duì)于匯率及經(jīng)濟(jì)環(huán)境敏感性較高，國(guó)際金融危機(jī)的爆發(fā)使得高價(jià)進(jìn)口物品消費(fèi)減少，從而引起我國(guó)進(jìn)口總額下降。因此，雖然人民幣升值在一定程度上降低了進(jìn)口商品的價(jià)格，但是在國(guó)際金融危機(jī)的背景下，人民幣升值并沒(méi)有使得進(jìn)口商及普通消費(fèi)者購(gòu)買更多的進(jìn)口商品，反而使得進(jìn)口商及普通消費(fèi)者恐慌心理加重，從而保持觀望態(tài)度，甚至減少進(jìn)口商品的購(gòu)買，于是我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額在人民幣升值的情況下反而減少。從表3各參數(shù)估計(jì)值大小來(lái)看，α3的估計(jì)值較大為5.693153，這就表明，我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率對(duì)我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的影響非常明顯，即我國(guó)消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的感受和對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期顯著引起我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的變化。系數(shù)α1的估計(jì)值為0.478729，與α3的估計(jì)值相比較小，說(shuō)明我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的變化對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的影響相對(duì)較小。系數(shù)α2估計(jì)值的絕對(duì)值較其它系數(shù)而言非常小，僅為－1.617922，但其顯著性水平也達(dá)到1%。這表明在國(guó)際金融危機(jī)背景下，雖然人民幣的不斷升值使得我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額減少，但是相對(duì)于其他因素來(lái)說(shuō)這種反常的影響較弱且短暫，我國(guó)消費(fèi)者的信心會(huì)隨著全球經(jīng)濟(jì)的回暖而逐漸增強(qiáng)，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的影響終會(huì)回歸正常的軌道。五、結(jié)論及政策建議本文對(duì)2007年4月至2010年6月期間的樣本數(shù)據(jù)做了實(shí)證分析，并在實(shí)證結(jié)果顯著的情況下得到了以下結(jié)論:在國(guó)際金融危機(jī)期間，我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的下降及我國(guó)消費(fèi)者的心理恐慌都嚴(yán)重影響了我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易，引起我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的減少。同時(shí)，在國(guó)際金融危機(jī)這樣的特殊時(shí)期，人民幣匯率的不斷升值反而對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了負(fù)面影響，即使得我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額下降。這些結(jié)果均表明，國(guó)際金融危機(jī)不僅對(duì)全球各經(jīng)濟(jì)體造成了劇烈的沖擊，還使得人們的心理產(chǎn)生極度的恐慌，于是，消費(fèi)者減少了消費(fèi)欲望，進(jìn)口商減少了貿(mào)易往來(lái)，從而導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的下跌。我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的增加和減少，在一定程度上表現(xiàn)出我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的強(qiáng)盛與衰弱。同時(shí)，部分進(jìn)口商品是為了出口商品服務(wù)，進(jìn)口總額的減少會(huì)使得我國(guó)出口總額的下跌，進(jìn)而影響到我國(guó)貿(mào)易總額。因此，本文的主要政策建議是:

篇9

 

一、文獻(xiàn)回顧

按照主體的不同，對(duì)國(guó)際投資和國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系的研究可以分為兩大類。一類以東道國(guó)為主體，研究東道國(guó)外來(lái)投資和對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系。這種研究除了母國(guó)和東道國(guó)之外涉及到第三國(guó)，投資和貿(mào)易之間的關(guān)系也相對(duì)疏松。另一類以母國(guó)為主體，研究母國(guó)對(duì)東道國(guó)投資與兩國(guó)貿(mào)易之間的關(guān)系。在此只涉及母國(guó)和東道國(guó)，投資與貿(mào)易之間的關(guān)系相對(duì)密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國(guó)際投資指對(duì)外直接投資，即fdi。

首先對(duì)國(guó)際投資與貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究的是1999年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主mundell(1957)。mundell的研究以標(biāo)準(zhǔn)的古典國(guó)際貿(mào)易模型為基礎(chǔ)，通過(guò)嚴(yán)格的假定，得出了國(guó)際投資替代國(guó)際貿(mào)易的結(jié)論。在隨后的60年代，又有學(xué)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(guān)系，只有在投資提早發(fā)生的情況下，才發(fā)生投資對(duì)貿(mào)易的替代，而在技術(shù)進(jìn)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(guó)際投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的替代越來(lái)越明顯。另一個(gè)研究來(lái)自于johnson(1967)。johnson認(rèn)為，關(guān)稅導(dǎo)致的對(duì)外投資使不具有比較優(yōu)勢(shì)的進(jìn)口替代部門獲得了發(fā)展，因此減少了對(duì)外貿(mào)易量。

70年代開始出現(xiàn)投資和貿(mào)易具有互補(bǔ)性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產(chǎn)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易可能既有替代關(guān)系也有互補(bǔ)關(guān)系。這一時(shí)期最著名的論著來(lái)自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強(qiáng)調(diào)國(guó)際分工的重要性，將對(duì)外投資和貿(mào)易統(tǒng)一在國(guó)際分工的基礎(chǔ)上，指出國(guó)際投資不是簡(jiǎn)單的資本流動(dòng)而是包括資本、技術(shù)、管理方式和人力資本的總體轉(zhuǎn)移。因此，對(duì)外投資應(yīng)從本國(guó)處于比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，這就是本文所談邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略的理論基礎(chǔ)。按照小島清的理論，國(guó)際投資一方面可以通過(guò)相近水平的技術(shù)轉(zhuǎn)移把東道國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)發(fā)掘出來(lái)，另一方面使母國(guó)集中資源開發(fā)新的技術(shù)并形成新的產(chǎn)業(yè)，因此將會(huì)擴(kuò)大兩國(guó)的貿(mào)易。

無(wú)論是mundell的貿(mào)易與投資替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來(lái)的，并沒(méi)有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)(梁志成，2001)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有計(jì)量方法與工具上的局限。20世紀(jì)80年代以來(lái)，貿(mào)易和直接投資的實(shí)證研究取得了突破性的進(jìn)展，同時(shí)更多的研究成果證明投資與貿(mào)易之間具有互補(bǔ)關(guān)系。lipsey和weiss(1981)依據(jù)美國(guó)70年代的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)美國(guó)跨國(guó)企業(yè)在發(fā)展中國(guó)家所設(shè)立的子公司的生產(chǎn)和母公司的出口行為進(jìn)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(duì)這些國(guó)家的出口總量呈正相關(guān)關(guān)系。lipsey等人(1984)還進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)這種正相關(guān)或至少非負(fù)相關(guān)廣泛存在于美國(guó)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(duì)稱和規(guī)模報(bào)酬遞增的情況下，由于跨國(guó)公司的專有資產(chǎn)很難通過(guò)外部市場(chǎng)達(dá)成交易，就會(huì)存在大量的公司內(nèi)貿(mào)易和對(duì)中間產(chǎn)品的需求，對(duì)外投資將會(huì)帶動(dòng)母國(guó)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(zhǎng)內(nèi)生化，證明了在一個(gè)動(dòng)態(tài)的模型中國(guó)際化生產(chǎn)和貿(mào)易可以是同時(shí)擴(kuò)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(dòng)(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現(xiàn)為替代還是互補(bǔ)，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(wèn)題。

90年代的研究延續(xù)了80年代的趨勢(shì)。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進(jìn)一步證實(shí)了上述lipsey和weiss(1981)的結(jié)論，他們重點(diǎn)研究了美國(guó)80年代以來(lái)的情況，發(fā)現(xiàn)在整個(gè)時(shí)間跨度中出口與fdi一直保持著正相關(guān)關(guān)系。隨后gramham(1996)的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。pattie(1994)根據(jù)對(duì)外投資的動(dòng)機(jī)不同將fdi分為市場(chǎng)導(dǎo)向型、生產(chǎn)導(dǎo)向型和貿(mào)易促進(jìn)型3類，認(rèn)為只有市場(chǎng)導(dǎo)向型fdi容易替代對(duì)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(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)它們之間具有雙向的因果關(guān)系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個(gè)世界上最大引資國(guó)的出口和fdi的關(guān)系，其中有4個(gè)國(guó)家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個(gè)國(guó)家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國(guó)顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關(guān)系。與此同時(shí)，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國(guó)際投資與國(guó)際貿(mào)易之間存在高度的相關(guān)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(guó)存在貿(mào)易保護(hù)的情況下，fdi會(huì)替代母國(guó)的出口貿(mào)易。

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

基于本文研究的側(cè)重，在此再對(duì)邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略和小島清的邊際優(yōu)勢(shì)理論進(jìn)行進(jìn)一步的說(shuō)明。邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略的概念來(lái)源于小島清的邊際優(yōu)勢(shì)理論，但應(yīng)該注意的是，邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略所代表的經(jīng)濟(jì)行為早已存在，只是由小島清概括出來(lái)。邊際優(yōu)勢(shì)理論更多地是一種國(guó)際投資理論，但因?yàn)樗褔?guó)際投資和國(guó)際貿(mào)易在同一基礎(chǔ)上進(jìn)行分析，所以對(duì)投資和貿(mào)易的關(guān)系也給予了研究。同時(shí)也正因?yàn)樗鼈?cè)重于國(guó)際投資的研究，對(duì)兩者關(guān)系的研究也并不全面。按照邊際優(yōu)勢(shì)理論，對(duì)外投資應(yīng)該從國(guó)內(nèi)處于邊際優(yōu)勢(shì)即相對(duì)劣勢(shì)的產(chǎn)業(yè)開始，而處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)則進(jìn)行對(duì)外貿(mào)易。按照小島清的分析，對(duì)邊際產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品需求應(yīng)通過(guò)向海外投資的企業(yè)進(jìn)口來(lái)實(shí)現(xiàn)。所以，小島清論述的投資與貿(mào)易的關(guān)系也更多地是母國(guó)投資與進(jìn)口之間的關(guān)系，這是一種單向的正相關(guān)關(guān)系。但與此同時(shí)，小島清也論述了兩國(guó)生產(chǎn)可能性邊界的擴(kuò)張和貿(mào)易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關(guān)系，這同樣是單向的正相關(guān)關(guān)系。但是，基于邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略，對(duì)投資和貿(mào)易之間的關(guān)系作這樣的理解還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，況且如上所說(shuō)，小島清的理論是基于對(duì)現(xiàn)象的描述與分析，沒(méi)有通過(guò)計(jì)量方法得到實(shí)證檢驗(yàn)，而本文將在上述方面給予補(bǔ)充和進(jìn)一步的研究。

二、日本對(duì)東亞投資和貿(mào)易的歷史進(jìn)程及兩者關(guān)系的描述

二戰(zhàn)以后至20世紀(jì)60年代，通過(guò)美國(guó)的幫助和自身的經(jīng)濟(jì)改革，日本經(jīng)濟(jì)得以恢復(fù)并實(shí)現(xiàn)了高速增長(zhǎng)。而正是在60年代以后，很多東亞國(guó)家和地區(qū)(主要是亞洲“四小”、東盟四國(guó)和中國(guó))紛紛實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)起飛和長(zhǎng)期快速發(fā)展，使東亞地區(qū)成為了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的熱點(diǎn)，以至于使人將這種發(fā)展?fàn)顟B(tài)稱為“東亞奇跡”。很久以來(lái)，對(duì)“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(gè)最受人關(guān)注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過(guò)這兩種模式的論述，可以發(fā)現(xiàn)，先期發(fā)展起來(lái)的日本對(duì)上述東亞國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國(guó)家和地區(qū)對(duì)日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的借鑒和模仿，因而東亞模式被認(rèn)為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時(shí)東亞模式更多地強(qiáng)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(guó)家或地區(qū)的國(guó)際分工關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了日本對(duì)這些國(guó)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(shuō)明了日本與這些東亞國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系在“東亞奇跡”中的關(guān)鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對(duì)東亞國(guó)家或地區(qū)的投資和貿(mào)易之間的關(guān)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(duì)象的東亞國(guó)家和地區(qū)是亞洲“四小”、東盟四國(guó)和中國(guó)，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國(guó)家或地區(qū)與日本有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，因此也具有更好的代表性。在此不再對(duì)日本與這些國(guó)家或地區(qū)的雙邊關(guān)系下的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述，而是對(duì)日本與這些國(guó)家和地區(qū)的總體之間的數(shù)據(jù)及其表示的關(guān)系進(jìn)行研究。這是因?yàn)椋瑬|亞作為一個(gè)密切聯(lián)系的整體，日本與這些國(guó)家和地區(qū)的雙邊經(jīng)濟(jì)聯(lián)系往往會(huì)延伸到第三方，在此意義下，單獨(dú)描述日本與一方的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并不比描述日本對(duì)其他東亞國(guó)家和地區(qū)的總體的經(jīng)濟(jì)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(duì)上述東亞國(guó)家和地區(qū)的投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)自1965—2003年的變化趨勢(shì)。不難看出，無(wú)論投資、出口和進(jìn)口都保持了長(zhǎng)期快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。同時(shí)，圖1也顯示了投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)之間很好的相關(guān)性，但是這種相關(guān)性只延續(xù)到1997年。1997年對(duì)3種數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)都是一個(gè)波峰，相對(duì)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(jìn)口狀況在短期內(nèi)得到恢復(fù)，而投資始終(截至2003年)沒(méi)有恢復(fù)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(jī)，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(guān)數(shù)據(jù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，這在后面的檢驗(yàn)中也得到了證明。

三、數(shù)據(jù)分析和模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文日本對(duì)上述東亞國(guó)家和地區(qū)的投資、出口和進(jìn)口的數(shù)據(jù)均來(lái)自日本總務(wù)省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)資料，這些數(shù)據(jù)是以日本與單一國(guó)家或地區(qū)的統(tǒng)計(jì)值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數(shù)據(jù)進(jìn)行了加總。對(duì)于出口和進(jìn)口，1985年(含)以前的數(shù)據(jù)單位為百萬(wàn)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(duì)于投資，原始數(shù)據(jù)的單位為百萬(wàn)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(lái)源于世界貨幣基金組織(imf)數(shù)據(jù)庫(kù)，匯率為年終值。

(二)斷點(diǎn)檢驗(yàn)

在上面日本對(duì)東亞投資和貿(mào)易的歷史進(jìn)程的描述中我們看到，發(fā)生金融危機(jī)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(jìn)口得到了恢復(fù)，而投資卻延續(xù)了下降的趨勢(shì)。這似乎顯示，相對(duì)于1997年(含)以前，日本對(duì)東亞投資和貿(mào)易之間的關(guān)系發(fā)生了變化。下面對(duì)此給以檢驗(yàn)，即斷點(diǎn)檢驗(yàn)(chow breakpoint test)。既然投資相對(duì)于出口和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了變化，我們的檢驗(yàn)依據(jù)投資為因變量、出口和進(jìn)口為自變量的單方程模型來(lái)進(jìn)行。根據(jù)斷點(diǎn)檢驗(yàn)的原理，考察在1997年前后投資與出口和進(jìn)口的關(guān)系是否發(fā)生了變化，即考察出口和進(jìn)口的系數(shù)是否發(fā)生了變化。檢驗(yàn)結(jié)果如下(見(jiàn)表1)。

通過(guò)表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無(wú)論是通過(guò)f檢驗(yàn)法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無(wú)斷點(diǎn)”的原假設(shè)。也就是說(shuō)，在1997年的前后，投資相對(duì)于出口和進(jìn)口發(fā)生了趨勢(shì)變化，或者說(shuō)，投資與出口和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。因此，本文對(duì)邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略下投資和貿(mào)易關(guān)系的研究采用1997年(含)以前的數(shù)據(jù)。

(三)單位根檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般具有長(zhǎng)相關(guān)性，上述3種數(shù)據(jù)可能存在單位根，也就是說(shuō)它們的時(shí)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(lái)的偽回歸，下面對(duì)3種數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

根據(jù)adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗(yàn)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(gè)準(zhǔn)則，如果兩者一致則選擇一個(gè)最優(yōu)滯后階，不一致則選擇兩個(gè)。本文首先是對(duì)水平(1evel)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，而后對(duì)一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，但基于文章篇幅的考慮，檢驗(yàn)結(jié)果合并于一表中(見(jiàn)表2)。

通過(guò)表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，投資、出口和進(jìn)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(duì)投資、出口和進(jìn)口的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。同樣從表2可以看出，投資、出口和進(jìn)口的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)不存在單位根。由此也說(shuō)明，上述投資、出口和進(jìn)口的水平數(shù)據(jù)為一階單整或（1）過(guò)程。

（四）模型設(shè)定

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

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，可以認(rèn)為有關(guān)投資(fdi)、出口(ex)和進(jìn)口(1m)的預(yù)測(cè)信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列中。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理是判斷某些變量的信息是否能改進(jìn)對(duì)其他變量的預(yù)測(cè)，具體到本文，即為檢驗(yàn)過(guò)去的投資、出口或進(jìn)口是否會(huì)對(duì)未來(lái)的出口、進(jìn)口或投資有影響?？梢酝ㄟ^(guò)估計(jì)var模型來(lái)實(shí)現(xiàn)這一目的。對(duì)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(jìn)口的關(guān)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(jìn)口)關(guān)系的三變量的var模型。筆者認(rèn)為，在考慮到其他變量影響的條件下來(lái)考察兩個(gè)變量的關(guān)系更加符合本文研究的實(shí)際。因此，本文模型設(shè)定如下：

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

四、經(jīng)驗(yàn)結(jié)果及相關(guān)分析

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理，我們應(yīng)該首先進(jìn)行上述var模型的參數(shù)估計(jì)，而在此之前一項(xiàng)重要的工作是進(jìn)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(guò)程而僅顯示其結(jié)果，即：

 

由日本對(duì)東亞的投資、出口和進(jìn)口組成的var模型的最優(yōu)滯后階為6。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)行var模型的參數(shù)估計(jì)。同樣基于篇幅的考慮，估計(jì)結(jié)果不再列出。下面，我們對(duì)var模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行f檢驗(yàn)，即得到如下格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表3)。

通過(guò)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(shè)，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(shè)，所以出口不是投資的原因，因此，投資對(duì)出口具有單向的因果關(guān)系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進(jìn)口的原因”的原假設(shè)，所以投資是進(jìn)口的原因，同時(shí)，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進(jìn)口不是投資的原因”的原假設(shè)，所以進(jìn)口也是投資的原因，因此，投資與進(jìn)口具有雙向的因果關(guān)系；(3)從程度的比較來(lái)看，投資與進(jìn)口的關(guān)系相對(duì)于投資與出口的關(guān)系更加密切。

此外，通過(guò)表3還可以發(fā)現(xiàn)，出口是進(jìn)口的原因，但進(jìn)口不是出口的原因，出口對(duì)進(jìn)口具有單向的因果關(guān)系。這并非是本文關(guān)注的問(wèn)題，但與此相關(guān)有一個(gè)問(wèn)題值得關(guān)注和解釋：出口是進(jìn)口的原因，進(jìn)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(duì)此給以解釋呢？當(dāng)然，答案是不能做此推論。這是因?yàn)?，與日本對(duì)東亞出口相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對(duì)一些在日本居于相對(duì)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的具有較高科技含量的產(chǎn)品的進(jìn)口，這部分進(jìn)口構(gòu)成日本出口生產(chǎn)要素的需求；而與日本對(duì)東亞投資相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對(duì)一些在日本居于邊際優(yōu)勢(shì)(即相對(duì)劣勢(shì))產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品進(jìn)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(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素而無(wú)法生產(chǎn)，因而構(gòu)成了對(duì)外投資。所以，出口推動(dòng)的進(jìn)口和推動(dòng)投資的進(jìn)口不具有相同的內(nèi)容，因此上述推論不成立。但是，這個(gè)不成立的推論更深刻地說(shuō)明了本文研究的邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略下日本對(duì)東亞投資與出口和進(jìn)口之間的關(guān)系。

五、結(jié)論和相關(guān)研究展望

本文的研究證明，在邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略下，對(duì)外投資與本國(guó)出口和進(jìn)口之間存在如下關(guān)系：(1)對(duì)外投資推動(dòng)本國(guó)出口的增加，本國(guó)出口對(duì)本國(guó)對(duì)外投資沒(méi)有作用或作用不明顯；(2)對(duì)外投資推動(dòng)本國(guó)進(jìn)口的增加，本國(guó)進(jìn)口同樣推動(dòng)本國(guó)對(duì)外投資的增加；投資與進(jìn)口的關(guān)系相對(duì)于投資與出口的關(guān)系更加密切。

篇10

本次核對(duì)研究涵蓋了2000年、2004年和2006年的雙邊貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論如下:

一、無(wú)論是東向貿(mào)易(中國(guó)出口至美國(guó))還是西向貿(mào)易(美國(guó)出口至中國(guó)),雖然雙邊貿(mào)易規(guī)模及統(tǒng)計(jì)差異在不斷擴(kuò)大,但差異率(統(tǒng)計(jì)差異絕對(duì)值占相應(yīng)進(jìn)口額的比率)卻在不斷下降。這說(shuō)明如果剔除貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大的影響,雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異實(shí)際上在逐步縮減。

二、雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來(lái)自東向貿(mào)易,約占整體統(tǒng)計(jì)差異的80%～90%。近年來(lái),東向統(tǒng)計(jì)差異隨雙邊貿(mào)易規(guī)模的增長(zhǎng)而不斷擴(kuò)大。2000年～2006年,美國(guó)自華進(jìn)口從1 001億美元增至2 878億美元,增長(zhǎng)187%;中國(guó)對(duì)美出口從521億美元增至2 035億美元,增長(zhǎng)291%。同期,東向統(tǒng)計(jì)差異從480億美元擴(kuò)至843億美元,西向統(tǒng)計(jì)差異從61億美元減至40億美元。由于東向統(tǒng)計(jì)差異占比較大,工作小組重點(diǎn)對(duì)其進(jìn)行了研究。

三、造成東向統(tǒng)計(jì)差異的原因,可能源于數(shù)據(jù)加工和處理過(guò)程中的概念性和方法論差異。主要包括:統(tǒng)計(jì)上的地域概念差異、記錄時(shí)間差異、出口統(tǒng)計(jì)中是否包含“再出口”數(shù)據(jù)。但這些差異對(duì)雙邊統(tǒng)計(jì)差異的凈影響不大。為深入研究雙邊統(tǒng)計(jì)差異問(wèn)題,工作小組分別對(duì)東向貿(mào)易中的間接貿(mào)易和直接貿(mào)易進(jìn)行了研究。

──東向間接貿(mào)易是指從中國(guó)起運(yùn)的貨物,在中轉(zhuǎn)國(guó)(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后再轉(zhuǎn)運(yùn)至美國(guó)。近年來(lái),間接貿(mào)易在雙邊東向貿(mào)易中的比重逐步下降,但2006年,其造成的統(tǒng)計(jì)差異仍然高達(dá)東向整體統(tǒng)計(jì)差異的52%。盡管中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)均遵循聯(lián)合國(guó)的伙伴國(guó)屬地原則,但由于進(jìn)口按原產(chǎn)地統(tǒng)計(jì)、出口按可知目的地統(tǒng)計(jì),雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)難免會(huì)產(chǎn)生差異。主要包括兩種情形:當(dāng)貨物經(jīng)第三方轉(zhuǎn)口時(shí)被深加工、再包裝或轉(zhuǎn)賣加價(jià)而產(chǎn)生增加值;或者中國(guó)企業(yè)在出口報(bào)關(guān)時(shí)不知美國(guó)為其貨物的最終目的地,報(bào)作對(duì)中轉(zhuǎn)地的出口,但美方按原產(chǎn)地規(guī)則記作自中國(guó)的進(jìn)口。大部分間接貿(mào)易主要經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口,但其所占比重正逐年下降;經(jīng)由其他地區(qū)的間接貿(mào)易規(guī)模及其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異在持續(xù)增長(zhǎng)。

經(jīng)測(cè)算,在東向間接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,由以上原因?qū)е碌慕y(tǒng)計(jì)差異分別為289億美元、327億美元和441億美元。

──東向直接貿(mào)易是指從中國(guó)起運(yùn)的貨物,未經(jīng)停其他國(guó)家(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易而直接出口至美國(guó)。2006年,直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異約占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的48%。研究發(fā)現(xiàn):雙方報(bào)關(guān)價(jià)格不同是導(dǎo)致東向直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的重要原因;美方進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方出口報(bào)關(guān)價(jià)格,是直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異中一個(gè)可量化因素。從中國(guó)出口的貨物在運(yùn)抵美國(guó)途中,所屬權(quán)有可能發(fā)生變更。相對(duì)于一般貿(mào)易商品,這種情況在加工貿(mào)易商品中更經(jīng)常發(fā)生。較高的美國(guó)進(jìn)口報(bào)價(jià)體現(xiàn)了商品的加價(jià)行為,并沒(méi)反映出所屬權(quán)的變更。

為找出量化此部分差異的方法,工作小組對(duì)若干技術(shù)問(wèn)題進(jìn)行了深入探討。經(jīng)測(cè)算,在東向直接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,因報(bào)價(jià)不同導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異分別為132億美元、194億美元和210億美元。

──綜上所述,工作小組對(duì)東向統(tǒng)計(jì)差異的原因進(jìn)行識(shí)別,并量化估算了其對(duì)整體統(tǒng)計(jì)差異的影響。對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估算調(diào)整后,研究年度內(nèi)的雙邊統(tǒng)計(jì)差異顯著縮小:2000年,兩國(guó)官方公布的東向統(tǒng)計(jì)差異為480億美元,對(duì)能夠解釋的差異進(jìn)行調(diào)整后,統(tǒng)計(jì)差異縮減為75億美元;2004年和2006年,統(tǒng)計(jì)差異分別由原來(lái)的718億美元、843億美元調(diào)減為235億美元和242億美元。三年中每年的留存差異率(即工作小組未作解釋的東向剩余統(tǒng)計(jì)差異在美國(guó)自華進(jìn)口額中的比率)均在8%～12%區(qū)間。

四、鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,小組未對(duì)西向貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行直接貿(mào)易和間接貿(mào)易的區(qū)分處理,僅對(duì)概念性和方法論導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了研究。結(jié)果表明:兩國(guó)計(jì)價(jià)方式不同(中國(guó)進(jìn)口采用CIF “到岸價(jià)格”計(jì)價(jià),美國(guó)出口采用FAS“舷邊交貨價(jià)”計(jì)價(jià))是導(dǎo)致西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的主要原因。

正文

一、概述

(一)研究背景

1994年,第8屆中美商貿(mào)聯(lián)委會(huì)曾設(shè)立統(tǒng)計(jì)小組,對(duì)雙邊貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異問(wèn)題進(jìn)行核對(duì)研究,以解釋和量化兩國(guó)官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間存在的差異。該項(xiàng)研究的初衷,源于兩國(guó)公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間存在超乎尋常的巨大差異。自20世紀(jì)90年代以來(lái),中美雙邊貿(mào)易顯著增長(zhǎng),貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異也隨之?dāng)U大。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),1993年～2006年間,兩國(guó)貿(mào)易額從277億美元增至2 627億美元,對(duì)美順差從63億美元增至1 443億美元;據(jù)美方統(tǒng)計(jì),同期兩國(guó)貿(mào)易額從403億美元增至3 430億美元,對(duì)華逆差從228億美元增至2 326億美元。

為深入了解近期形勢(shì)變化下雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的成因,在2004年4月舉行的第15屆中美商貿(mào)聯(lián)委會(huì)上,雙方商定再次成立貿(mào)易統(tǒng)計(jì)工作小組,作為聯(lián)委會(huì)下一個(gè)合作磋商機(jī)制,對(duì)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異問(wèn)題共同進(jìn)行核對(duì)研究并互換意見(jiàn)。中方成員單位包括中國(guó)商務(wù)部和海關(guān)總署,美方成員單位包括美國(guó)商務(wù)部和貿(mào)易代表辦公室。

(二)研究范圍

該項(xiàng)研究的目的,旨在找出兩國(guó)官方數(shù)據(jù)產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)差異的原因,促進(jìn)數(shù)據(jù)使用者對(duì)雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異成因形成共識(shí)。這些差異可能來(lái)自數(shù)據(jù)收集和處理過(guò)程中的概念性和方法論差異。工作小組研究的重點(diǎn)是識(shí)別并量化雙邊統(tǒng)計(jì)差異的主要成因。數(shù)據(jù)核對(duì)工作中所進(jìn)行的調(diào)整,既不意味著任何一方的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)制度有誤,也不表示要對(duì)任何一方公布的官方數(shù)據(jù)進(jìn)行修訂或更正。

研究核對(duì)內(nèi)容為2000年、2004年和2006年中美官方公布的貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),具體包括:商品協(xié)調(diào)制度編碼、起運(yùn)地/運(yùn)抵地、運(yùn)輸方式和其他信息。

(三)研究方法

盡管中美兩國(guó)都遵循聯(lián)合國(guó)貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)制度,但并不意味著相互的進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)能夠吻合,計(jì)價(jià)方式、伙伴國(guó)屬性等因素均會(huì)導(dǎo)致雙邊統(tǒng)計(jì)差異。比如:國(guó)際運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi)計(jì)入中國(guó)的進(jìn)口統(tǒng)計(jì),但不計(jì)入美國(guó)的出口統(tǒng)計(jì)。

轉(zhuǎn)口貿(mào)易,特別是途徑香港的轉(zhuǎn)運(yùn),對(duì)雙邊數(shù)據(jù)的比對(duì)影響可以量化。中美兩國(guó)均將原產(chǎn)地作為進(jìn)口統(tǒng)計(jì)依據(jù),把出口所知目的地作為出口統(tǒng)計(jì)依據(jù)。在中美之間途經(jīng)香港的貿(mào)易中,出口時(shí)所知目的地通常被報(bào)作是香港,然而當(dāng)貨物最終進(jìn)口至中國(guó)或美國(guó)時(shí),進(jìn)口國(guó)會(huì)根據(jù)原產(chǎn)地規(guī)則進(jìn)行統(tǒng)計(jì),這時(shí)統(tǒng)計(jì)的“出口方”有可能不是香港。

即使剔除已知的和可量化的概念性與方法論差異,統(tǒng)計(jì)差異依然存在。與西向貿(mào)易相比,東向貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)差異尤為顯著,故工作小組將其作為研究重點(diǎn)。工作小組將東向貿(mào)易分為兩部分以研究相關(guān)統(tǒng)計(jì)差異:(1)直接貿(mào)易,是指從中國(guó)起運(yùn)的貨物,未經(jīng)停其他國(guó)家(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易而直接出口至美國(guó);(2)間接貿(mào)易,是指從中國(guó)起運(yùn)的貨物,在中轉(zhuǎn)國(guó)(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后再轉(zhuǎn)運(yùn)至美國(guó)。詳見(jiàn)下文。

二、東向貿(mào)易

中美官方貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來(lái)自東向貿(mào)易。研究年度內(nèi),中國(guó)出口數(shù)據(jù)與美國(guó)進(jìn)口數(shù)據(jù)間的差額在持續(xù)擴(kuò)大,但差異率(雙方統(tǒng)計(jì)差異與美國(guó)自華進(jìn)口額的比率)已有所下降。2000年、2004年及2006年,東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異分別為480億美元、718億美元及843億美元,分別占相應(yīng)年份整體統(tǒng)計(jì)差異的88.7%、87.8%和95.5%(見(jiàn)表1)。

如表1所示,盡管差異率從2000年的47.9%下降至2006年的29.3%,顯示統(tǒng)計(jì)差異可能在縮減,但由于雙邊貿(mào)易量的增長(zhǎng),2006年843億美元的統(tǒng)計(jì)差異仍較往年高出許多。

(一)統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異(已知及可量化部分)

1.統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異

美國(guó)將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國(guó)海關(guān)關(guān)境區(qū)域,中國(guó)將其視為單獨(dú)行政區(qū)域。因此,中國(guó)在出口統(tǒng)計(jì)中將其單獨(dú)列出,未包含在與美國(guó)的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)之中。根據(jù)美方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,以上兩地自華進(jìn)口額分別為2億美元、4億美元和7億美元。

2.運(yùn)輸時(shí)滯差異

運(yùn)輸時(shí)滯差異是指因商品跨年度運(yùn)輸而對(duì)雙方統(tǒng)計(jì)造成的差異,往往由長(zhǎng)途海運(yùn)造成。以美國(guó)進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中的出口和進(jìn)口日期為依據(jù),工作小組測(cè)算:2000年、2004年和2006年,運(yùn)輸時(shí)滯導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異分別為9億美元、20億美元和27億美元。

3.中國(guó)再出口差異

中國(guó)出口統(tǒng)計(jì)中包括非原產(chǎn)于中國(guó)但經(jīng)中國(guó)再出口至美國(guó)的貨物。美國(guó)將這些貨物統(tǒng)計(jì)為自原產(chǎn)地而非中國(guó)的進(jìn)口。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,中國(guó)再出口貨值分別為10億美元、24億美元和30億美元。

4.其他差異

除以上差異外,東向貿(mào)易中還存在其他可能的統(tǒng)計(jì)差異,比如美國(guó)對(duì)中國(guó)商品的再出口(見(jiàn)附錄2)。由于此部分差異的信息不全,工作小組沒(méi)有嘗試對(duì)其進(jìn)行估算調(diào)整,但這并不排除其造成東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的可能性。

(二)直接貿(mào)易差異

自20世紀(jì)90年代雙方進(jìn)行首次核對(duì)研究以來(lái),中美之間的直接貿(mào)易顯著增長(zhǎng)。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),研究年度內(nèi),直接貿(mào)易方式在中國(guó)對(duì)美出口總值中的比重,由2000年的71%上升至2004年的84.5%、2006年的88.7%;美方統(tǒng)計(jì)的比重,則由2000年的56%上升至2004年的73.5%、2006年的76.7%。

研究年度內(nèi),大約50%的東向統(tǒng)計(jì)差異由直接貿(mào)易造成。加工貿(mào)易商品在直接貿(mào)易中占比較高(據(jù)中方統(tǒng)計(jì),2006年占60%),這些商品通常因中間商加價(jià)行為導(dǎo)致美方的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。通常的做法是:中國(guó)企業(yè)從境外(也包括美國(guó))進(jìn)口原輔材料、零配件、包裝物料等,經(jīng)加工或裝配后,再將產(chǎn)品出口至美國(guó)。中國(guó)加工企業(yè)通常通過(guò)中間商接收訂單并將加工后的商品轉(zhuǎn)賣給美國(guó)買家。因此,中國(guó)加工企業(yè)的出口報(bào)關(guān)價(jià)格往往是中間商的較低買進(jìn)價(jià)格,而美國(guó)買家的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格則是經(jīng)中間商加價(jià)后的較高賣出價(jià)格。除此之外,可能還會(huì)有其他原因?qū)е轮苯淤Q(mào)易統(tǒng)計(jì)差異,但工作小組此次沒(méi)有進(jìn)行探究。

中美雙方都沒(méi)有足夠的信息來(lái)識(shí)別被中間商購(gòu)買和轉(zhuǎn)賣的直接貿(mào)易交易商品。工作小組曾將中方直接貿(mào)易出口信息與對(duì)應(yīng)的美方進(jìn)口信息進(jìn)行抽樣比對(duì),但主要由于兩組信息不能一一對(duì)應(yīng),無(wú)法從中得出關(guān)于直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異成因的結(jié)論。然而,兩國(guó)的非官方信息均支持以下推論:在涉及加工貿(mào)易商品的交易中,直接貿(mào)易的運(yùn)輸有可能通過(guò)中間商來(lái)安排并進(jìn)行。

經(jīng)工作小組估算(具體方法見(jiàn)附錄3),加工貿(mào)易商品在直接貿(mào)易過(guò)程中經(jīng)中間商轉(zhuǎn)賣造成的統(tǒng)計(jì)差異分別為:2000年132億美元,2004年194億美元,2006年210億美元。

(三)間接貿(mào)易差異

從中國(guó)出口的貨物,可直接運(yùn)抵美國(guó),亦可經(jīng)中間國(guó)(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后轉(zhuǎn)運(yùn)至美國(guó)。盡管中美兩國(guó)均遵循聯(lián)合國(guó)的伙伴國(guó)屬地原則,轉(zhuǎn)口貿(mào)易還是導(dǎo)致了統(tǒng)計(jì)差異,并成為雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異成因中的一個(gè)重要因素。主要包括以下情形:

1.貨物經(jīng)第三方轉(zhuǎn)口期間,被重新加工或包裝,形成新的增加值;

2.部分貨物在出口報(bào)關(guān)時(shí)不知其最終目的地,因此被記作對(duì)中轉(zhuǎn)地的出口。

以上情形均會(huì)導(dǎo)致美國(guó)的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)大于中國(guó)的出口統(tǒng)計(jì)。

雖然轉(zhuǎn)口貿(mào)易是造成中美統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要原因,但其貿(mào)易規(guī)模自20世紀(jì)90年代以來(lái)持續(xù)下降。2000年～2006年間,據(jù)中方統(tǒng)計(jì),間接貿(mào)易在東向貿(mào)易中的比重從28.9%下降到11.3%,美方統(tǒng)計(jì)的比重則從44%下降到23.3%。然而,間接貿(mào)易導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異仍占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的一半左右。因此,間接貿(mào)易仍被認(rèn)為是造成東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

工作小組同時(shí)發(fā)現(xiàn),在東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異中,香港轉(zhuǎn)口因素導(dǎo)致的差異比重正不斷縮小,經(jīng)由其他地區(qū)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易規(guī)模及其統(tǒng)計(jì)差異在逐年擴(kuò)大。據(jù)統(tǒng)計(jì),經(jīng)香港轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的差異占東向整體差異的比重已由2000年的49.7%降至2006年的25.8%;經(jīng)其他地區(qū)轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的差異比重則從2000年的10.6%升至2004年的17.6%、2006年的26.5%。

1.經(jīng)香港的轉(zhuǎn)口差異

如前所述,中國(guó)商品在經(jīng)香港轉(zhuǎn)口到美國(guó)時(shí),除非商品性質(zhì)在香港發(fā)生了實(shí)質(zhì)性改變,否則美國(guó)將此批貨物連同增加值一同記作“自中國(guó)的進(jìn)口”。此外,還有部分貨物在中國(guó)出口報(bào)關(guān)時(shí)報(bào)作“對(duì)香港的出口”,實(shí)際上最后出口到了美國(guó)。以上兩種情形均需做出調(diào)整。

經(jīng)測(cè)算(具體方法見(jiàn)附錄4),2000年、2004年和2006年,經(jīng)香港轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異分別為239億美元、201億美元和217億美元。

2.經(jīng)其他國(guó)家(地區(qū))的轉(zhuǎn)口差異

此部分差異也包括兩種情形:一是中國(guó)商品在出口美國(guó)時(shí),經(jīng)其他國(guó)家(地區(qū))轉(zhuǎn)口過(guò)程中產(chǎn)生了增加值;二是部分商品從中國(guó)出口時(shí)將中轉(zhuǎn)地報(bào)作最終目的地,但最終進(jìn)入了美國(guó)。

2000年、2004年和2006年,按美方統(tǒng)計(jì),經(jīng)香港以外地區(qū)進(jìn)口的中國(guó)商品分別為55億美元、130億美元和228億美元;按中方統(tǒng)計(jì),以上相應(yīng)年份,經(jīng)香港以外地區(qū)轉(zhuǎn)口到美國(guó)的商品分別為5億美元、4億美元和5億美元。據(jù)此測(cè)算,經(jīng)其他地區(qū)轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異大致為50億美元、126億美元和223億美元。

(四)東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整結(jié)果

綜合以上研究結(jié)果,工作小組將雙邊東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整如下(見(jiàn)表2):

三、西向貿(mào)易

就規(guī)模而言,西向貿(mào)易較東向貿(mào)易小很多,差異情況也大致如此。研究年度內(nèi),西向平均差異低于70億美元,東向平均差異則較其大10倍,幾近700億美元。盡管西向統(tǒng)計(jì)差異數(shù)值較小,但占西向貿(mào)易的比重一直很大,近年來(lái)才有所降低。2000年和2004年,西向差異率(雙方統(tǒng)計(jì)差異占中國(guó)自美進(jìn)口額的比率)約為25%左右,2006年下降至7%(見(jiàn)表3)。

(一)統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異(已知和可量化部分)

1.統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異

美國(guó)將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國(guó)海關(guān)關(guān)境區(qū)域,中國(guó)將其視為單獨(dú)行政區(qū)域,調(diào)整時(shí)應(yīng)從美國(guó)出口額中剔除。研究年度內(nèi)的3年數(shù)值都很小。據(jù)美方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,以上兩地對(duì)華出口額分別為0.15億美元、0.74億美元和1.03億美元。

2.航運(yùn)費(fèi)用差異

中國(guó)進(jìn)口統(tǒng)計(jì)采用到岸價(jià)格(CIF)計(jì)價(jià),其中包括保險(xiǎn)費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi);美國(guó)出口統(tǒng)計(jì)采用舷邊交貨價(jià)(FAS)計(jì)價(jià),不包括以上兩項(xiàng)費(fèi)用。為解決兩國(guó)因?qū)?guó)際航運(yùn)費(fèi)用進(jìn)行不同處理而產(chǎn)生的統(tǒng)計(jì)差異,工作小組對(duì)中國(guó)進(jìn)口數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。

鑒于美國(guó)、中國(guó)的西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)均未對(duì)航運(yùn)費(fèi)用進(jìn)行直接計(jì)算,工作小組采用了估算方法。美國(guó)在東向貿(mào)易進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中有關(guān)于“貨物航運(yùn)費(fèi)”的單獨(dú)記錄,因此可用“航運(yùn)費(fèi)與FAS進(jìn)口額之比”來(lái)估算西向貿(mào)易的運(yùn)輸費(fèi)用。該比值比較穩(wěn)定,研究年度內(nèi)均在7%左右。

由此推算,2000年、2004年和2006年,雙方由于計(jì)價(jià)方式不同而產(chǎn)生的統(tǒng)計(jì)差異分別為12億美元、24億美元和39億美元。

3.美國(guó)再出口差異

美國(guó)出口統(tǒng)計(jì)中包含非原產(chǎn)于美國(guó)、但經(jīng)美國(guó)再出口到中國(guó)的貨物;中國(guó)的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)將其記作自原產(chǎn)地而非美國(guó)的進(jìn)口。既然此部分貨物不是“美國(guó)商品”,應(yīng)將其從美國(guó)出口數(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)計(jì),研究年度內(nèi),西向再出口貨值占美國(guó)出口總額的比重一直在6%左右。2000年、2004年和2006年,美國(guó)再出口貨值分別為9億美元、21億美元和36億美元。

4.修理費(fèi)用差異

美國(guó)把修理貨物的費(fèi)用計(jì)入其出口額,但中國(guó)沒(méi)把此類貿(mào)易統(tǒng)計(jì)在其進(jìn)口項(xiàng)下,因此應(yīng)將修理費(fèi)用從美國(guó)出口數(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,對(duì)華出口的“貨物修理費(fèi)用”分別為0.76億美元、1.03億美元和1.46億美元。

5.其他差異

鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,且缺乏運(yùn)輸時(shí)滯以及區(qū)分間接貿(mào)易和直接貿(mào)易的數(shù)據(jù),工作小組未對(duì)這些因素做嘗試量化調(diào)整。然而,這并不排除其造成西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的可能性。

(二)西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整結(jié)果

西向貿(mào)易研究結(jié)果只解釋了西向統(tǒng)計(jì)差異的一小部分(見(jiàn)表4),其原因是在研究年度內(nèi),對(duì)美國(guó)出口數(shù)據(jù)中的“再出口”調(diào)整幾乎與中國(guó)進(jìn)口數(shù)據(jù)中的“航運(yùn)費(fèi)”調(diào)整相抵消。另外,由于西向統(tǒng)計(jì)差異相對(duì)較小且逐漸下降,加之量化調(diào)整所需數(shù)據(jù)難以獲取,一些概念和定義性差異以及轉(zhuǎn)口貿(mào)易差異只是被特別點(diǎn)明,而未做量化調(diào)整。調(diào)整后的留存差異率在7%～27%之間。

四、結(jié)論

通過(guò)對(duì)中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及相關(guān)信息的比對(duì)研究,工作小組找到了雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的主要特征及其成因,并盡可能對(duì)可量化的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了調(diào)整。有關(guān)結(jié)論如下:

(一)雖然中美貿(mào)易規(guī)模在逐年擴(kuò)大,但東向及西向貿(mào)易的差異率均在不斷下降。2000年、2004年和2006年,東向貿(mào)易的差異率由47.9%下降至36.5%、29.3%,西向貿(mào)易的差異率由27.3%下降至22.2%、6.7%。這說(shuō)明若不考慮貿(mào)易規(guī)模增長(zhǎng)的影響,雙邊的統(tǒng)計(jì)差異實(shí)際上在逐步縮減。

(二)中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來(lái)自東向貿(mào)易。研究年度內(nèi),東向統(tǒng)計(jì)差異約占整體統(tǒng)計(jì)差異的80%～90%。也就是說(shuō),美方統(tǒng)計(jì)的自華進(jìn)口額遠(yuǎn)大于中方統(tǒng)計(jì)的對(duì)美出口額,而對(duì)應(yīng)的美國(guó)對(duì)華出口額與中國(guó)自美進(jìn)口額則比較接近。隨著雙邊貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大,東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異亦不斷增多。因此,工作小組重點(diǎn)對(duì)東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了核對(duì)研究。

(三)工作小組分析了東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的成因,主要發(fā)現(xiàn)包括:

1.東向直接貿(mào)易(從中國(guó)起運(yùn)的貨物,未在其他國(guó)家或地區(qū)進(jìn)行商業(yè)交易而直接運(yùn)抵美國(guó))導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的近一半。究其原因,主要是由于加工貿(mào)易商品在其中占很高的比重(按中方統(tǒng)計(jì),2006年為60%),并因中間商加價(jià)行為導(dǎo)致美方的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。2000年至2006年,隨著東向直接貿(mào)易比重的不斷增大,其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異也隨之增多。

2.轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值也是造成雙邊統(tǒng)計(jì)差異的重要原因。近年來(lái),雖然轉(zhuǎn)口貿(mào)易在雙邊貿(mào)易中的比重大幅下降,但其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異仍然占整體統(tǒng)計(jì)差異的近一半。其中,經(jīng)香港轉(zhuǎn)口的差異影響最大,但近年來(lái)已逐漸減弱。

3.雙方統(tǒng)計(jì)差異還來(lái)自于數(shù)據(jù)加工處理過(guò)程中的統(tǒng)計(jì)方法和概念定義的不同,主要包括統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異、運(yùn)輸時(shí)滯差異、中國(guó)再出口差異等等。由于這些因素相互抵消,它們對(duì)雙邊統(tǒng)計(jì)差異的凈影響不大。

(四)鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,而且缺乏轉(zhuǎn)口運(yùn)輸及運(yùn)輸時(shí)滯等數(shù)據(jù),工作小組僅從統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異方面,對(duì)西向貿(mào)易中已確定和可量化的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了研究。結(jié)果表明:兩國(guó)計(jì)價(jià)方式不同(中國(guó)進(jìn)口采用CIF計(jì)價(jià),美國(guó)出口采用FAS計(jì)價(jià))產(chǎn)生的差異是西向貿(mào)易中的最大差異,但與“美國(guó)再出口”導(dǎo)致的差異相抵后,對(duì)整體差異的影響很小。

附錄1:

附錄2:

關(guān)于美國(guó)對(duì)華商品再出口的說(shuō)明

美國(guó)可能會(huì)作為中轉(zhuǎn)國(guó),將原產(chǎn)于中國(guó)的商品再出口至其他國(guó)家或地區(qū),如加拿大或墨西哥。在這種情況下,盡管雙方均遵循聯(lián)合國(guó)的伙伴國(guó)屬地原則,但仍會(huì)產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)差異。由于美國(guó)按原產(chǎn)地(中國(guó))統(tǒng)計(jì)進(jìn)口,中國(guó)按最終目的國(guó)(比如加拿大或墨西哥)統(tǒng)計(jì)出口,因此美國(guó)的進(jìn)口數(shù)字可能高于中國(guó)的出口數(shù)字。

美國(guó)不統(tǒng)計(jì)再出口到墨西哥或其他國(guó)家(地區(qū))的貨物原產(chǎn)地信息。但根據(jù)美國(guó)和加拿大簽訂的數(shù)據(jù)交換協(xié)議,可獲知美國(guó)再出口到加拿大且原產(chǎn)于中國(guó)的商品信息:2000年、2004年和2006年,分別為10億美元、24億美元和30億美元。

鑒于美國(guó)對(duì)華商品再出口的信息不完整,工作小組沒(méi)有嘗試進(jìn)行估算調(diào)整。

附錄3:

直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品增加值測(cè)算方法

對(duì)于中國(guó)直接出口到美國(guó)的加工貿(mào)易商品,美國(guó)統(tǒng)計(jì)的進(jìn)口價(jià)值可能會(huì)高于中國(guó)統(tǒng)計(jì)的出口價(jià)值。這是由于這些貨物在出口后可能被中間商購(gòu)買,隨后以更高的價(jià)格轉(zhuǎn)賣給美國(guó)買家,以上加價(jià)沒(méi)有被計(jì)入中方出口統(tǒng)計(jì),但被計(jì)入了美方進(jìn)口統(tǒng)計(jì)。這是導(dǎo)致中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

這些商品的增值率,是指美國(guó)進(jìn)口值與經(jīng)價(jià)格調(diào)整后的中國(guó)出口值之間的比率。計(jì)算直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品增加值的方法,參照的是香港轉(zhuǎn)口增加值的測(cè)算方法(見(jiàn)附錄4)。公式如下:

出口調(diào)整值=中國(guó)加工貿(mào)易商品出口單價(jià)×美國(guó)進(jìn)口數(shù)量

加工貿(mào)易出口調(diào)整值=出口調(diào)整值×加工貿(mào)易比重

增值率=∑加工貿(mào)易出口調(diào)整值/∑美國(guó)進(jìn)口值

=(這些商品單價(jià)×商品數(shù)量)之和/美國(guó)進(jìn)口值

根據(jù)計(jì)算得出的增值率,可推導(dǎo)出直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品的增加值:

增加值=(增值率-1)×貨物進(jìn)口值

以上增值率的計(jì)算依據(jù)及數(shù)據(jù)來(lái)源,主要包括:

(1)使用中方統(tǒng)計(jì)的對(duì)美直接貿(mào)易出口中,加工貿(mào)易占比50%以上的HS6位碼商品數(shù)據(jù),以及對(duì)應(yīng)的美方統(tǒng)計(jì)的6位碼進(jìn)口數(shù)據(jù)。由于美國(guó)統(tǒng)計(jì)中不能區(qū)分出加工貿(mào)易方式,因此工作小組使用了50%這一閥值來(lái)估選對(duì)應(yīng)的美國(guó)進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中的加工貿(mào)易商品。

(2)對(duì)直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品調(diào)整值的計(jì)算,基于中方貨物的單價(jià)及美方的進(jìn)口值。

(3)測(cè)算范圍包括報(bào)關(guān)單價(jià)可獲且調(diào)整值低于美方進(jìn)口值的HS6位碼商品。工作小組認(rèn)為HS6位碼商品報(bào)關(guān)價(jià)格造成的差異調(diào)整值不應(yīng)大于相應(yīng)的美國(guó)進(jìn)口值,所以在實(shí)際計(jì)算中剔除了一些不合理的商品編碼。

附錄4:

香港轉(zhuǎn)口增加值測(cè)算方法

經(jīng)香港轉(zhuǎn)運(yùn)至美國(guó)的中國(guó)貨物,其價(jià)值通常高于香港自中國(guó)內(nèi)地進(jìn)口時(shí)的價(jià)值。這是因?yàn)樨浳镌谙愀郾贿M(jìn)一步加工后產(chǎn)生了增加值,或轉(zhuǎn)運(yùn)商為逐利而抬價(jià)。這部分增加值或抬價(jià)沒(méi)被計(jì)入中國(guó)的出口統(tǒng)計(jì),但被計(jì)入了美國(guó)的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)。這是導(dǎo)致中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

此處所指的轉(zhuǎn)口增值率,是指“經(jīng)香港轉(zhuǎn)運(yùn)的中國(guó)貨物的價(jià)值”與“香港從中國(guó)內(nèi)地進(jìn)口時(shí)的價(jià)值”相較后的增長(zhǎng)率。即:香港轉(zhuǎn)口值中所包含的香港增加值的比率。其計(jì)算公式如下:

根據(jù)計(jì)算得出的轉(zhuǎn)口增值率,可按如下公式計(jì)算經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口的增加值:

增加值=(增值率-1)×轉(zhuǎn)口貨物的進(jìn)口值

關(guān)于轉(zhuǎn)口增值率的計(jì)算依據(jù)及數(shù)據(jù)來(lái)源,主要包括:(1)使用香港統(tǒng)計(jì)的商品進(jìn)口及轉(zhuǎn)口數(shù)據(jù);(2)比較香港自中國(guó)內(nèi)地的進(jìn)口單價(jià)與轉(zhuǎn)口中國(guó)內(nèi)地貨物到美國(guó)的單價(jià)變化情況;(3)計(jì)算可獲得單價(jià)信息的HS6位碼商品。

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