序論：速發(fā)表網(wǎng)結(jié)合其深厚的文秘經(jīng)驗(yàn)，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(shí)與我們的客服老師聯(lián)系，希望您能從中汲取靈感和知識(shí)！

篇1

[2]范振洪，顧春太.后危機(jī)時(shí)期提升山東對(duì)外經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力的戰(zhàn)略思考[J].綜合競(jìng)爭(zhēng)力，2011，02：55-61.

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篇2

中圖分類號(hào)：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2013）02-0088-05

一、 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展，中國(guó)和世界各國(guó)貿(mào)易往來(lái)越來(lái)越多。不僅出口在迅猛增長(zhǎng)，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(shí)，中國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品種類和進(jìn)口來(lái)源國(guó)數(shù)量也在不斷增加?！逗ｊP(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)》顯示，2004年中國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品種類6994種，2006年7114種；2004年中國(guó)從210個(gè)國(guó)家和地區(qū)進(jìn)口，2006年這一數(shù)量增加到216個(gè)國(guó)家和地區(qū)。從總量上看，中國(guó)與世界各國(guó)的貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)；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(guó)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(gè)公司從某個(gè)國(guó)家進(jìn)口某種產(chǎn)品被視為一個(gè)特定的貿(mào)易關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)2000年有166萬(wàn)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系，2001年183萬(wàn)對(duì)，2002年199萬(wàn)對(duì)。表面上看，中國(guó)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(zhǎng)期的，在新的貿(mào)易關(guān)系產(chǎn)生的同時(shí)，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(guó)公司與各國(guó)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(wàn)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，只有68萬(wàn)對(duì)貿(mào)易關(guān)系持續(xù)到了2001年，大約60%的貿(mào)易關(guān)系沒(méi)有持續(xù)到第二年。2002年，僅有38萬(wàn)對(duì)貿(mào)易關(guān)系（占22.8%）還存在。只有10萬(wàn)對(duì)貿(mào)易關(guān)系（占6%）持續(xù)時(shí)間超過(guò)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(guó)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(shí)間問(wèn)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(huì)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(guó)間要素稟賦的差異，在某種程度上說(shuō)只要這種要素稟賦差異在兩國(guó)中存在，這種貿(mào)易關(guān)系就會(huì)保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿(mào)易的動(dòng)態(tài)關(guān)系，但也很少討論出口市場(chǎng)的退出問(wèn)題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進(jìn)入，而對(duì)于已經(jīng)存在的貿(mào)易關(guān)系會(huì)怎么樣，則沒(méi)有進(jìn)行分析[2-5]。

除了利用理論模型來(lái)考察國(guó)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(shí)證分析。如利用生存分析方法分析了美國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系及其持續(xù)時(shí)間以及德國(guó)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(kù)》的進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運(yùn)用K-M曲線以及Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型，考察貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時(shí)間。同時(shí)，與Besedes & Prusa（2006）關(guān)于美國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)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(guó)的對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時(shí)間問(wèn)題。

二、 數(shù)據(jù)、模型和變量選擇

（一）數(shù)據(jù)的說(shuō)明及其描述性統(tǒng)計(jì)分析

《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)》（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(kù)的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)為8位國(guó)際HS編碼，逐月統(tǒng)計(jì)了中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易公司從各個(gè)國(guó)家進(jìn)口的各種產(chǎn)品的金額、數(shù)量、價(jià)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(guò)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(gè)方面的問(wèn)題。一是存在刪失數(shù)據(jù)（censor data）。因?yàn)榭疾炱陂g是2000～2006年，共7年（表1表明，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間超過(guò)7年的僅占5.12%，絕大部分不超過(guò)7年，所以，7年樣本數(shù)據(jù)可以說(shuō)明問(wèn)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(cè)到2006年之后的狀態(tài)，因而存在刪失數(shù)據(jù)問(wèn)題；二是Multiple spells問(wèn)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(wèn)題。為了簡(jiǎn)化問(wèn)題，同時(shí)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(cè)到的1 967 613對(duì)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，有1 191 671（60.56%）對(duì)貿(mào)易關(guān)系只持續(xù)了1年；有100 757（5.12%）對(duì)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(duì)貿(mào)易關(guān)系，占到整個(gè)貿(mào)易關(guān)系的10.65%。存在Multiple spells問(wèn)題的貿(mào)易關(guān)系（即貿(mào)易開(kāi)始年份不是2000年）306 064對(duì)，占整個(gè)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(guó)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間及其影響因素，分析發(fā)現(xiàn)：中國(guó)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(shí)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(guò)7年。這表明從“公司-產(chǎn)品”層面看，中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是動(dòng)態(tài)調(diào)整的：大量貿(mào)易關(guān)系結(jié)束的同時(shí)，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(xiǎn)模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：語(yǔ)言與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間正相關(guān)，當(dāng)貿(mào)易雙方語(yǔ)言相同時(shí)，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)；初始交易額、產(chǎn)品交易額、GDP和人均GDP等四個(gè)因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)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(shí)間越長(zhǎng)；距離因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)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(shí)間越短。

注釋：

①

例如：從2001～2005年A公司都從B國(guó)進(jìn)口第C種產(chǎn)品，但2006年A公司沒(méi)從B國(guó)進(jìn)口第C種產(chǎn)品，那么該貿(mào)易持續(xù)時(shí)間為5年。

②例如，從2001～2003年A公司都從B國(guó)進(jìn)口第C種產(chǎn)品，2004年A公司沒(méi)有從B國(guó)進(jìn)口第C種產(chǎn)品，但在2005年A公司又開(kāi)始從B國(guó)進(jìn)口第C種產(chǎn)品。

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篇3

中圖分類號(hào)：F74文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1672-3198（2008）10-0137-02

0 前言

對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有重要作用。長(zhǎng)期以來(lái)，很多人一直強(qiáng)調(diào)出口對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的重大影響，而關(guān)于對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究文獻(xiàn)往往只關(guān)注和分析貿(mào)易開(kāi)放度、出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，很少注意進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。直到最近幾年，人們開(kāi)始意識(shí)到進(jìn)口也可能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是以貿(mào)易利益的形式來(lái)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(gè)發(fā)展中國(guó)家1960年的截面數(shù)據(jù)分析了機(jī)器和設(shè)備進(jìn)口對(duì)生產(chǎn)的影響?？频热耍–oe et al.,1997）考察了通過(guò)機(jī)器設(shè)備進(jìn)口而流向欠發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)溢出效應(yīng)。劉遵義（Lawrence,1999）在對(duì)20世紀(jì)80年代美國(guó)100多個(gè)制造業(yè)中國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(jìng)爭(zhēng)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）?？抵Z利（Connolly,2003）用75個(gè)國(guó)家1965~1990年的專利數(shù)據(jù)代表這些國(guó)家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)進(jìn)口國(guó)（發(fā)展中國(guó)家）模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。針對(duì)我國(guó)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)作用，我國(guó)有不少經(jīng)濟(jì)學(xué)者就這一問(wèn)題進(jìn)行了定性或定量分析。普遍認(rèn)為進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有推動(dòng)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(zhǎng)中的作用”一文雖然應(yīng)用了計(jì)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(duì)GDP增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制。楊全發(fā)等（1998）運(yùn)用巴拉薩和費(fèi)德等人建立的模型，對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，得出出口的增長(zhǎng)并不像想象的那樣對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。陳家勤從進(jìn)口依存度和進(jìn)口GDP增長(zhǎng)彈性分析，得出我國(guó)進(jìn)口的增長(zhǎng)在GDP的增長(zhǎng)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(shí)和歷史經(jīng)驗(yàn)提出對(duì)我國(guó)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(duì)進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)檢驗(yàn)進(jìn)口對(duì)GDP增長(zhǎng)的作用。我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)一直實(shí)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(duì)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(guó)的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展進(jìn)入了一個(gè)新時(shí)期，國(guó)際貿(mào)易環(huán)境發(fā)生了很大的變化，對(duì)中國(guó)現(xiàn)行的對(duì)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(guó)家尤其是美國(guó)與中國(guó)的貿(mào)易摩擦不斷增加，我國(guó)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(jì)，2003年中國(guó)對(duì)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(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)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(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展構(gòu)成威脅。過(guò)去，我國(guó)外貿(mào)政策主要放在規(guī)模與速度的增長(zhǎng)上，追求貿(mào)易順差與外匯儲(chǔ)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(jià)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(huì)阻礙我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，影響我國(guó)的國(guó)際形象，破壞良好的國(guó)際環(huán)境，從而影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。要解決中國(guó)當(dāng)前面臨的這些問(wèn)題，就要轉(zhuǎn)變對(duì)出口的態(tài)度，適當(dāng)?shù)脑黾舆M(jìn)口。依據(jù)很多國(guó)家發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，出口在很大程度上可以促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但各國(guó)宏觀政策的實(shí)施依據(jù)國(guó)情進(jìn)行，因此我們應(yīng)立足國(guó)情來(lái)正確看待進(jìn)出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

1 進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論研究

進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究最早可以追溯到古典經(jīng)濟(jì)學(xué)時(shí)代。亞當(dāng)•斯密認(rèn)為，出口帶來(lái)的收益及換回本國(guó)需求的產(chǎn)品沒(méi)有機(jī)會(huì)成本的付出，因此必然促進(jìn)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(交易生利)。大衛(wèi)•李嘉圖指出,通過(guò)對(duì)外貿(mào)易從國(guó)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(jià),阻止利潤(rùn)下降的趨勢(shì)，保證資本積累，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。約翰•穆勒認(rèn)為,通過(guò)貿(mào)易可以得到本國(guó)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(shí)推動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)過(guò)程的創(chuàng)新和改良，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率；通過(guò)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(zhǎng)。

受古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家上述觀點(diǎn)和理論的啟發(fā)，后來(lái)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步探討了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)問(wèn)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(guó)取得國(guó)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(zhǎng)的主要因素；馬克斯•科登提出的貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響效應(yīng)理論，認(rèn)為如果大量進(jìn)口投資品，會(huì)使國(guó)內(nèi)投資品相對(duì)價(jià)格較低，投資成本下降,而投資率的提高無(wú)疑會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升。

20世紀(jì)80年代初,新貿(mào)易理論開(kāi)始將進(jìn)口貿(mào)易作為主要因素來(lái)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(gè)重要因素，同時(shí)將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)、進(jìn)口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的互動(dòng)關(guān)系。他們認(rèn)為，技術(shù)通過(guò)中間產(chǎn)品的投入產(chǎn)生擴(kuò)散。如果一國(guó)的R&D活動(dòng)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(shí)，進(jìn)口國(guó)的生產(chǎn)力就會(huì)通過(guò)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(shí)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(lái)源于2007的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)研究問(wèn)題的需要，按進(jìn)口（M）、國(guó)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(shí)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(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下，即便變量之間沒(méi)有關(guān)系，也會(huì)由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢(shì)而顯現(xiàn)一定的關(guān)系，這也是所謂的“偽回歸”的問(wèn)題。針對(duì)這一問(wèn)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(shí)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(yàn)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(guò)組合后，理論上可能存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，才可以假定方程式。筆者根據(jù)研究問(wèn)題的需要，選取我國(guó)1985~2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行計(jì)量分析，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)，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(duì)各個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，這可消除各個(gè)變量之間的異方差性，使趨勢(shì)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文采用GDP、M的自然對(duì)數(shù)形式，分別記為L(zhǎng)nGDP、LnM。

2.1 樣本數(shù)據(jù)描述性分析

從我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)圖（圖1）來(lái)看，在1985~2006年，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易成上升趨勢(shì)，LnGDP也呈上升趨勢(shì)。序列表現(xiàn)不平穩(wěn)，即序列使非平穩(wěn)時(shí)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(méi)有明顯的上升、下降趨勢(shì)，調(diào)整后的時(shí)間序列趨于平穩(wěn)。

2.2 樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，首先要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗(yàn)。對(duì)LnGDP、LnM的ADF檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)。D-W值在2附近，表明時(shí)間序列是非自相關(guān)的。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系用經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法檢驗(yàn)可得。將LnGDP、LnM數(shù)據(jù)調(diào)入Eview5.0進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

從表2可以看出，進(jìn)口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，即進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有Granger因果關(guān)系。所以筆者在做協(xié)整分析時(shí)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(zhǎng)的一個(gè)原因來(lái)分析。

2.4 協(xié)整分析

前面的單位根檢驗(yàn)表明，我國(guó)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(gè)平穩(wěn)的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長(zhǎng)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(hào)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(xiàng)有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性，進(jìn)口每增長(zhǎng)1%，GDP就隨之增長(zhǎng)1.123%。

進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，就是檢驗(yàn)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(yàn)方法就是采取單位根（ADF）檢驗(yàn)。假定方程的殘差表示為e。

在做單位根檢驗(yàn)時(shí)，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(yàn)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(shuō)明e通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，表明e時(shí)間序列平穩(wěn)。進(jìn)而說(shuō)明LnGDP與LnM之間存在協(xié)整關(guān)系，即國(guó)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(guò)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的實(shí)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(guó)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(zhǎng)是非平穩(wěn)的，但LnGDP與LnM之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，進(jìn)口在很大程度上可以促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。通過(guò)實(shí)證分析得出，進(jìn)口與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，從長(zhǎng)期來(lái)看，進(jìn)口增加1%，會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1.123%。當(dāng)前出口導(dǎo)向的政策不僅為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易帶來(lái)的很多問(wèn)題，而且大量的出口初級(jí)產(chǎn)品導(dǎo)致我國(guó)資源外流，降低了社會(huì)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(guó)對(duì)外貿(mào)易存在的問(wèn)題，而且有助于提高我國(guó)技術(shù)水平及資源使用率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，還可以緩和我國(guó)收入分配惡化的趨勢(shì)，從而提高社會(huì)福利和人民生活水平。另外，當(dāng)前的外匯儲(chǔ)備為我國(guó)增加進(jìn)口提供了充足的資金。因此，要對(duì)我國(guó)的進(jìn)出口有一個(gè)重新的認(rèn)識(shí)，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(shí)到進(jìn)口對(duì)GDP的拉動(dòng)作用，保持進(jìn)口與出口的均衡發(fā)展，從而促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)

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篇4

關(guān)鍵詞 實(shí)際匯率 貿(mào)易 進(jìn)口

一、我國(guó)貿(mào)易進(jìn)出口概況

隨著中國(guó)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(chǔ)備快速增長(zhǎng),人民幣匯率問(wèn)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(shí)際匯率升值將顯著減少中國(guó)的對(duì)外出口,但是關(guān)于人民幣實(shí)際匯率變化對(duì)中國(guó)進(jìn)口額的影響方面仍存在著分歧。本文發(fā)現(xiàn)中國(guó)的進(jìn)口額伴隨著人民幣實(shí)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(dòng)的關(guān)系,這是由于中國(guó)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(guó)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(duì)匯率變動(dòng)有不同的表現(xiàn)。加工貿(mào)易的比重一直超過(guò)50%,而加工貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)并不敏感。本文將從以上兩個(gè)角度,分別分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理

模型采用了對(duì)數(shù)形式,利用對(duì)數(shù)形式并且加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)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(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口額的影響,在保證了原模型主體的基礎(chǔ)上對(duì)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(guó)的進(jìn)口額,reert表示人民幣的實(shí)際有效匯率,yt表示中國(guó)國(guó)內(nèi)的市場(chǎng)需求,t表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。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(duì)中國(guó)貿(mào)易進(jìn)口和出口的影響,將數(shù)據(jù)分為兩個(gè)時(shí)間段,第一個(gè)時(shí)間段為1995年1月―2001年12月,第二個(gè)時(shí)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(guò)CPI平減與季度調(diào)整的中國(guó)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(guó)際清算銀行的實(shí)際匯率指數(shù),核算中國(guó)月度的實(shí)際匯率。采用經(jīng)過(guò)CPI平減與季度調(diào)整的中國(guó)工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)。

三、模型計(jì)算結(jié)果

對(duì)1995年1月―2006年12月整個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析,估算時(shí)間段中,人民幣實(shí)際匯率對(duì)中國(guó)進(jìn)口總額以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響見(jiàn)表1,整體的樣本區(qū)間的回歸可能存在結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素,估算自1995年1月―2006年12月間,人民幣實(shí)際有效匯率升值將減少中國(guó)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(duì)匯率變動(dòng)更為敏感。

選取樣本區(qū)間為1995年1月―2006年12月,分別對(duì)進(jìn)口總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行分析,結(jié)果見(jiàn)表2。在樣本范圍內(nèi),估算實(shí)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(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求每增長(zhǎng)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(duì)匯率波動(dòng)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(duì)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(shí)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(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口的影響不顯著。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求每增長(zhǎng)1%,進(jìn)口總額增長(zhǎng)0.857%,一般貿(mào)易進(jìn)口額增長(zhǎng)0.68%,加工貿(mào)易進(jìn)口額增長(zhǎng)1.023%。

自2002年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以后,中國(guó)的進(jìn)口總額對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)表現(xiàn)的更為敏感,而一般貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)實(shí)際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計(jì)算發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的實(shí)際升值將導(dǎo)致中國(guó)進(jìn)口總額、一般貿(mào)易進(jìn)口額的減少,而對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響則并不顯著。

四、對(duì)回歸結(jié)果的解釋

通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少,中國(guó)一般貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)更敏感,與之相對(duì)的是中國(guó)的加工貿(mào)易進(jìn)口額基本不受人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響。分析中國(guó)進(jìn)口的貿(mào)易方式構(gòu)成,中國(guó)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?yàn)橹袊?guó)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(dòng)對(duì)中國(guó)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(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響

人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)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(guó)對(duì)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(guó)公司的國(guó)際分工體系決定了中國(guó)目前多數(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段仍然是勞動(dòng)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(dòng)?？鐕?guó)公司站在全球的角度,對(duì)產(chǎn)品生產(chǎn)與裝配階段的成本變動(dòng)進(jìn)行調(diào)控,而來(lái)自中國(guó)的出口成本的上升將被其他價(jià)值鏈下游生產(chǎn)加工階段所吸收,因此即使面對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率小幅升值,跨國(guó)公司仍然不會(huì)調(diào)整其國(guó)際生產(chǎn)布局和生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。

(二)人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目進(jìn)口額的影響

通過(guò)對(duì)前面模型的分析,發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將顯著減少一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目的進(jìn)口額。在研究了近年來(lái)中國(guó)與不同國(guó)家地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的數(shù)據(jù)后,我們發(fā)現(xiàn)中國(guó)在對(duì)外貿(mào)易方面,自2002年至今的中國(guó)一方面從歐洲,美國(guó)賺取巨額的貿(mào)易順差,另一方面又對(duì)亞洲其他國(guó)家輸出巨額的貿(mào)易逆差。

總體看來(lái)中國(guó)向歐洲美國(guó)的出口與向亞洲國(guó)家的進(jìn)口同時(shí)存在,這一現(xiàn)象由中國(guó)在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中的位置決定,中國(guó)由亞洲國(guó)家進(jìn)口原材料和初級(jí)產(chǎn)品,在本國(guó)內(nèi)進(jìn)行加工生產(chǎn),最后出口到歐洲和美國(guó)的市場(chǎng)。最后需要指出的是,伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場(chǎng)化程度的不斷深化,人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)將對(duì)中國(guó)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(shí)際匯率升值將同時(shí)減少中國(guó)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(lái)的貿(mào)易順差。

參考文獻(xiàn):

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中圖分類號(hào):F740

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A　文章編號(hào):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(huì)使得所體現(xiàn)的技術(shù)在進(jìn)口國(guó)發(fā)生外溢,開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下,通過(guò)國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出是一國(guó)實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(kāi)始引起學(xué)者們極大的研究興趣,國(guó)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(duì)相關(guān)研究進(jìn)行系統(tǒng)的梳理,然后簡(jiǎn)單地加以評(píng)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(zhǎng)理論、異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的發(fā)展為動(dòng)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(jìng)爭(zhēng)、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(guó)際貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系研究的理論基點(diǎn)。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學(xué)者將內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型加以拓展,在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,分析了國(guó)際貿(mào)易在技術(shù)轉(zhuǎn)移、模仿和創(chuàng)新中的作用,為增長(zhǎng)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(kāi)放條件下生產(chǎn)率異質(zhì)企業(yè)對(duì)于外部競(jìng)爭(zhēng)壓力的不同反應(yīng)對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率的變動(dòng)產(chǎn)生重要影響,這為進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)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(shí)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(duì)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(guó)外研發(fā)對(duì)于本國(guó)TFP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),為衡量和測(cè)度國(guó)外技術(shù)溢出對(duì)進(jìn)口國(guó)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(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型,從理論上證明進(jìn)口貿(mào)易對(duì)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(guó)家可以從中獲得靜態(tài)和動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益。貿(mào)易通過(guò)降低南方國(guó)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(guó)的增長(zhǎng),因?yàn)橘Q(mào)易可使南方模仿者廉價(jià)地獲得關(guān)于北方創(chuàng)新者新產(chǎn)品的知識(shí),而進(jìn)口種類和數(shù)量的增加提高了成功模仿的概率,會(huì)對(duì)南方模仿產(chǎn)生正的影響。南方國(guó)家銷售進(jìn)口產(chǎn)品,提供售后服務(wù),會(huì)增加對(duì)于進(jìn)口產(chǎn)品技術(shù)知識(shí)的了解,降低對(duì)這些產(chǎn)品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時(shí),貿(mào)易開(kāi)放還會(huì)通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng),影響企業(yè)的模仿行為和國(guó)內(nèi)企業(yè)數(shù)目,進(jìn)口貿(mào)易降低了模仿者了解國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求的成本,保證了有效率模仿的實(shí)現(xiàn)。Connolly(1999)在一個(gè)南北貿(mào)易的質(zhì)量模型中,在創(chuàng)新和模仿過(guò)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?yàn)閷W(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(gè)企業(yè)成功模仿了質(zhì)量越來(lái)越高的特定種類產(chǎn)品時(shí),他將獲得產(chǎn)品工程中的知識(shí),并且改善它,因此模仿不僅使得企業(yè)在未來(lái)的模仿中更有利,而且提高了企業(yè)獨(dú)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(guò)與國(guó)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(zhǎng)的重要方式。國(guó)內(nèi)發(fā)明的效率隨一國(guó)知識(shí)存量的遞增而遞增,它與國(guó)內(nèi)所知的產(chǎn)品設(shè)計(jì)的數(shù)量是成比例的,通過(guò)增加國(guó)內(nèi)知識(shí)存量,國(guó)際溢出提高了國(guó)內(nèi)發(fā)明活動(dòng)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(guó)際貿(mào)易模型,把理論模型分析與實(shí)證檢驗(yàn)有機(jī)結(jié)合在了一起,認(rèn)為貿(mào)易的開(kāi)放導(dǎo)致了競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng),在更大的國(guó)外競(jìng)爭(zhēng)和更多的進(jìn)口產(chǎn)品的壓力下,國(guó)內(nèi)企業(yè)的利潤(rùn)會(huì)下降,異質(zhì)性企業(yè)中生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)會(huì)退出市場(chǎng),只有技術(shù)水平較高的企業(yè)才可以適應(yīng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng),并且會(huì)在競(jìng)爭(zhēng)中增加市場(chǎng)上所占的份額,這樣產(chǎn)業(yè)的平均生產(chǎn)率水平也會(huì)上升。

理論模型的構(gòu)建為實(shí)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(shí)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(guó)技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制,進(jìn)口貿(mào)易可以通過(guò)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(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)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(guó)家層面進(jìn)口總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)

Coe、Helpmanfl995,以下簡(jiǎn)稱“CH”)利用21個(gè)OECD國(guó)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(guó)的R&D資本存量通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易的傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)進(jìn)口國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響,發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外研發(fā)資本存量都會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響,一國(guó)進(jìn)口占GDP比重越大,國(guó)外研發(fā)資本存量對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的影響越強(qiáng),開(kāi)放度高的經(jīng)濟(jì)比開(kāi)放度低的經(jīng)濟(jì)從國(guó)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(jì)算了中國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)的研發(fā)資本存量,實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)通過(guò)進(jìn)口的技術(shù)溢出對(duì)中國(guó)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(jì)算國(guó)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(gè)理論上產(chǎn)生更少偏誤和更好實(shí)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(guó)外研發(fā)的產(chǎn)出彈性對(duì)于一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放度的依賴,研究證明一國(guó)貿(mào)易越開(kāi)放,該國(guó)從國(guó)外研發(fā)中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計(jì)算了相對(duì)于中國(guó)的國(guó)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(jì)量模型,證明通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出促進(jìn)了中國(guó)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(jì)算了國(guó)外知識(shí)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(shí)際上是帶有隨機(jī)誤差的簡(jiǎn)單加權(quán)平均,這種隨機(jī)賦權(quán)只會(huì)得到一個(gè)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(guó)際研發(fā)溢出的估測(cè)。

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(duì)進(jìn)口國(guó)生產(chǎn)率的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn),通過(guò)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(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系(Funk,2001),因此,他們認(rèn)為之前對(duì)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(cè)度了貿(mào)易的實(shí)際開(kāi)放度對(duì)國(guó)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(kāi)放度是一國(guó)全要素增長(zhǎng)的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區(qū)分了知識(shí)的性質(zhì),認(rèn)為通過(guò)發(fā)達(dá)國(guó)家的研發(fā)生產(chǎn)的知識(shí)能夠通過(guò)貿(mào)易溢出到其他國(guó)家,利用21個(gè)OECD國(guó)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(wú)論國(guó)外的知識(shí)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(guò)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(huì)在國(guó)家之間發(fā)生,他們利用114個(gè)國(guó)家的向量矩陣實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),國(guó)外研發(fā)的間接流量要遠(yuǎn)高于直接流量,間接流量對(duì)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(guó)外研發(fā)流量明顯地要比國(guó)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(duì)來(lái)說(shuō)并非國(guó)外研發(fā)通過(guò)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(guó)際知識(shí)傳播機(jī)制重要性的支持。

Madsen(2007)使用16個(gè)OECD國(guó)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(kù),驗(yàn)證了知識(shí)是否通過(guò)貿(mào)易渠道發(fā)生了轉(zhuǎn)移。實(shí)證估計(jì)表明,在過(guò)去135年中通過(guò)貿(mào)易發(fā)生的知識(shí)轉(zhuǎn)移始終非常重要,TFP與知識(shí)進(jìn)口之間存在很強(qiáng)的關(guān)系,在過(guò)去一個(gè)世紀(jì)中93%的TFP增長(zhǎng)要?dú)w于知識(shí)的進(jìn)口,知識(shí)的外溢是1870～2004年間OECD國(guó)家TFP收斂的重要影響因素,通過(guò)貿(mào)易的國(guó)際技術(shù)外溢是OECD國(guó)家TFP增長(zhǎng)的重要貢獻(xiàn)因素,有助于OECD國(guó)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(shí)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(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移的推動(dòng)因素,與國(guó)外廠商的垂直供應(yīng)聯(lián)系是進(jìn)口推動(dòng)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(lái),利用17個(gè)工業(yè)化國(guó)家1973～2002年的詳細(xì)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),進(jìn)口是技術(shù)轉(zhuǎn)移的一個(gè)主要渠道,國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)于生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)常常超過(guò)了國(guó)內(nèi)研發(fā)的貢獻(xiàn)。

李小平、朱鐘棣(2006)總結(jié)了國(guó)外學(xué)者計(jì)算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計(jì)算了同外R&D存量通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)中國(guó)工業(yè)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響,雖然不同的實(shí)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(guó)工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng),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(gè)發(fā)展中國(guó)家1971～1990年的數(shù)據(jù),研究了這些國(guó)家通過(guò)機(jī)械設(shè)備進(jìn)口從工業(yè)化國(guó)家的研發(fā)中獲益的程度,結(jié)果顯示,國(guó)外研發(fā)資本存量的知識(shí)通過(guò)機(jī)械設(shè)備進(jìn)口能夠影響到發(fā)展中國(guó)家的生產(chǎn)率,國(guó)外研發(fā)資本存量越大,對(duì)于來(lái)自工業(yè)化國(guó)家機(jī)器和設(shè)備進(jìn)口越開(kāi)放,本國(guó)勞動(dòng)力的教育水平越高,該發(fā)展中國(guó)家的全要素生產(chǎn)率也就越高,而總進(jìn)口中許多消費(fèi)品和服務(wù)的進(jìn)口對(duì)于生產(chǎn)率并沒(méi)有影響,國(guó)外知識(shí)存量只是通過(guò)機(jī)器設(shè)備的進(jìn)口影響了發(fā)展中國(guó)家的生產(chǎn)率。

Connolly(1999)考察了國(guó)內(nèi)外創(chuàng)新對(duì)于實(shí)際人均GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家的高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口在國(guó)際技術(shù)擴(kuò)散中作用的證據(jù),國(guó)內(nèi)模仿和創(chuàng)新對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家先進(jìn)技術(shù)進(jìn)口存在持續(xù)的正依賴性,來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)對(duì)于人均GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要高于國(guó)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(guó)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(guó)際研發(fā)溢出渠道的重要性,估測(cè)結(jié)果表明,在G7國(guó)家中,研發(fā)投資大約一半的收益溢出到了其它OECD國(guó)家,其中大約一半的溢出是通過(guò)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(jì)上是顯著的,比總進(jìn)口衡量的溢“{變量更多解釋了國(guó)家間生產(chǎn)率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易可以把技術(shù)進(jìn)步的好處傳遞過(guò)國(guó)界,他們通過(guò)研究世界生產(chǎn)和資本品的貿(mào)易,評(píng)估了這一機(jī)制的重要性,證實(shí)一國(guó)的生產(chǎn)牢取決于該國(guó)對(duì)國(guó)外資本品的可獲得性以及該國(guó)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(gè)研發(fā)驅(qū)動(dòng)的增長(zhǎng)模型,技術(shù)通過(guò)體現(xiàn)在不同中間產(chǎn)品的貿(mào)易傳遞到國(guó)內(nèi)其它部門和國(guó)外部門,他使用來(lái)自8個(gè)OECDI業(yè)國(guó)1970～1991年13個(gè)制造業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在同一行業(yè)中,國(guó)際貿(mào)易是國(guó)外技術(shù)傳播的一個(gè)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(guó)的進(jìn)口模式會(huì)影響到一國(guó)的生產(chǎn)率,如果一國(guó)主要從技術(shù)領(lǐng)先國(guó)進(jìn)口,該國(guó)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(guó)家生產(chǎn)率增長(zhǎng)上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個(gè)國(guó)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(duì)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(guó)家向發(fā)展中國(guó)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(cè)了貿(mào)易自由化對(duì)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(zhǎng)與源自中間投入品關(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長(zhǎng),研究結(jié)果表明,生產(chǎn)率的增長(zhǎng)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(duì)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(zhǎng)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(cè)了國(guó)外中間品的進(jìn)口對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)國(guó)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(wèn)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(cè)了一個(gè)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(jì)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(zhǎng)的30%。

(三)對(duì)貿(mào)易模式技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的質(zhì)疑

對(duì)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(shí)。Funk(2001)使用面板協(xié)整技術(shù)考察了貿(mào)易模式與國(guó)際研發(fā)投入溢出間的關(guān)系,沒(méi)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(guó)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(duì)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(guó)外研發(fā)通過(guò)貿(mào)易溢出的決定因素,一國(guó)外部研發(fā)溢出流量對(duì)于貿(mào)易模式的依賴可能是很低的。

四、進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)

進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)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(jì)數(shù)據(jù)可得性的限制,這方面理論和實(shí)證研究的進(jìn)展相對(duì)緩慢。隨著企業(yè)層面統(tǒng)計(jì)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(kāi)創(chuàng)性進(jìn)展,進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)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(guó)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(duì)于國(guó)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口和內(nèi)向型FDI增加了國(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng),降低了國(guó)內(nèi)企業(yè)的盈利,對(duì)產(chǎn)品和過(guò)程創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過(guò)對(duì)日本1964～1973年間進(jìn)口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn),進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)是促進(jìn)日本生產(chǎn)率提高的重要原因,并且進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的作用要大于中間產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)于生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,更多競(jìng)爭(zhēng)性產(chǎn)品的進(jìn)口刺激了創(chuàng)新,向國(guó)外競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手潛在的學(xué)習(xí)是效率增長(zhǎng)的主要渠道。

Pavcnik(2002)利用企業(yè)水平面板數(shù)據(jù)實(shí)證考察了智利貿(mào)易自由化對(duì)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?dú)w于進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)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(duì)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(dòng)與生產(chǎn)率的變動(dòng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,表明貿(mào)易自由化后,競(jìng)爭(zhēng)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(guó)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng),導(dǎo)致了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高。

Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個(gè)新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù),估測(cè)了來(lái)自國(guó)外的競(jìng)爭(zhēng)、與國(guó)外企業(yè)的垂直聯(lián)系以及國(guó)際貿(mào)易對(duì)國(guó)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(guó)外競(jìng)爭(zhēng)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(jìng)爭(zhēng)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)在短期和長(zhǎng)期中存在著很大的區(qū)別。短期內(nèi)貿(mào)易開(kāi)放具有促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)的效應(yīng),由于進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的增加,無(wú)效率的企業(yè)退出市場(chǎng),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(zhǎng)期來(lái)看,當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)力更弱的經(jīng)濟(jì)體也開(kāi)始出口時(shí),這些效應(yīng)會(huì)逐漸減弱甚至?xí)孓D(zhuǎn),雖然增加的貿(mào)易對(duì)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(guó)家的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),長(zhǎng)期內(nèi)進(jìn)口自由化通過(guò)選擇效應(yīng)降低了本國(guó)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率。

對(duì)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(jìng)爭(zhēng)幾個(gè)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(dú)立地發(fā)揮對(duì)進(jìn)口國(guó)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(gè)側(cè)面反映出進(jìn)口貿(mào)易可能對(duì)技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)的影響,對(duì)于一國(guó)整體進(jìn)口來(lái)說(shuō),三種機(jī)制都在共同發(fā)揮著對(duì)于技術(shù)進(jìn)步的影響。

五、結(jié)語(yǔ)

進(jìn)口與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系研究隸屬于動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益研究的范疇,是對(duì)貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制研究的深化與發(fā)展。國(guó)內(nèi)外理論和實(shí)證研究的成果證實(shí)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(guó)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素,這深化并豐富了我們對(duì)于進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究和認(rèn)識(shí),有力證明了自由貿(mào)易所蘊(yùn)藏的巨大動(dòng)態(tài)利益,為發(fā)展中國(guó)家貿(mào)易政策的制定提供了一定的指導(dǎo)和借鑒。

目前,對(duì)于進(jìn)口與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的研究相對(duì)來(lái)說(shuō)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(duì)進(jìn)口貿(mào)易模式、進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究,因而對(duì)進(jìn)口與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的認(rèn)識(shí)還不夠全面。我們認(rèn)為未來(lái)對(duì)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(duì)于新的機(jī)制的研究,同時(shí)對(duì)于我國(guó)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):

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李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣,2008,國(guó)際貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步和中國(guó)工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)[J],經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(2)

篇6

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(gè)或兩個(gè)以上的國(guó)家或地區(qū)為了進(jìn)行自由貿(mào)易活動(dòng)，通過(guò)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(guó)與東盟地理相鄰，一直以來(lái)，經(jīng)濟(jì)政治文化往來(lái)密切，所以中國(guó)與東盟建立自貿(mào)區(qū)有著良好的先天基礎(chǔ)，02年，中國(guó)與東盟之間簽署了《中國(guó)與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，從此開(kāi)始了共建自貿(mào)區(qū)之路，經(jīng)過(guò)多年努力，到2010年，中國(guó)國(guó)一東盟自由貿(mào)易區(qū)已經(jīng)正式全面啟動(dòng)，東盟已取代日本，成為中國(guó)第三大貿(mào)易伙伴，而中國(guó)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(guò)貿(mào)易比重，貿(mào)易強(qiáng)度，以及巴拉薩模型來(lái)研究FTA的簽訂給中國(guó)和東盟雙方貿(mào)易帶來(lái)的影響。

在研究FTA對(duì)于中國(guó)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(jì)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(kù)對(duì)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(méi)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(duì)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(yùn)用巴拉薩模型，采取92-07年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)建立后對(duì)中國(guó)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(guó)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(duì)于東盟國(guó)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(jì)算的問(wèn)題，本文將采用這種模型。

陳雯（2009）選取2002-2006年期間中國(guó)和133個(gè)貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)，運(yùn)用引力模型的單國(guó)模式分析中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)中國(guó)與東盟國(guó)家進(jìn)出口貿(mào)易的影響，通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)FTA簽訂對(duì)中國(guó)與東盟的進(jìn)出口有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng) 但是對(duì)中國(guó)從東盟進(jìn)口的推動(dòng)作用大于對(duì)中國(guó)向東盟出口的推動(dòng)作用，另外，中國(guó)與東盟國(guó)家在紡勞動(dòng)密集型產(chǎn)品織品（服裝和電子電器等）上存在著競(jìng)爭(zhēng)，這一定程度上阻礙了中國(guó)對(duì)東盟的出口。

一、中國(guó)-東盟FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響

中國(guó)與東盟建立自貿(mào)區(qū)以來(lái)，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(guó)向東盟出口941.8億美元，而到了2010年中國(guó)東盟自貿(mào)區(qū)全面啟動(dòng)，當(dāng)年出口額增長(zhǎng)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(lái)成為中國(guó)的第一大貿(mào)易伙伴。對(duì)于簽訂FTA對(duì)于中國(guó)和東盟貿(mào)易的影響，可以通過(guò)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(guó)向b國(guó)的出口占a國(guó)向世界出口總額的比重，或a國(guó)從b國(guó)的進(jìn)口占a國(guó)世界進(jìn)口額的比重，本文從UN Comtrade中選取了1996-2012年中國(guó)與東盟五國(guó)（菲律賓，馬來(lái)西亞，新加坡，泰國(guó)，印度尼西亞）的貿(mào)易往來(lái)數(shù)據(jù)，計(jì)算出了相應(yīng)的貿(mào)易比重，通過(guò)貿(mào)易比重可以直觀的表現(xiàn)雙方貿(mào)易往來(lái)情況。

圖1，圖2顯示中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)出口貿(mào)易比重整體呈上升趨勢(shì)，但上升趨勢(shì)較為平緩，相對(duì)于其他東盟國(guó)家，中國(guó)對(duì)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(guó)從五個(gè)國(guó)家的進(jìn)口比重有升有降，與雙方在某些產(chǎn)品存在競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系有關(guān)。簽訂FTA后，對(duì)中國(guó)從菲律賓的進(jìn)口起到了一定促進(jìn)作用，對(duì)其它國(guó)家則并不明顯。

（二）貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)

圖3，圖4顯示中國(guó)對(duì)東盟出口貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)在FTA簽訂后呈上升趨勢(shì)，在進(jìn)口方面，馬來(lái)西亞上升幅度較大，在2009年相對(duì)于2002年上升了21%，而菲律賓在08年之后成為東盟主要五國(guó)中與中國(guó)在出口方面貿(mào)易關(guān)系最為緊密的國(guó)家。在進(jìn)口方面，中國(guó)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(lái)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(guó)家。

（三）小結(jié)

由上面幾張圖表，我們可以總結(jié)中國(guó)東盟FTA帶來(lái)的貿(mào)易影響有以下特征：

1）FTA簽訂對(duì)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(shuō)明雙邊在加大對(duì)彼此產(chǎn)品的市場(chǎng)需求，但相對(duì)于中國(guó)而言，對(duì)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(guó)家向中國(guó)的出口，使近幾年中國(guó)對(duì)東盟的貿(mào)易逆差額不斷縮小，到09年時(shí)，雙方貿(mào)易額已經(jīng)基本持平，這說(shuō)明FTA簽訂后，東盟成為最受惠地區(qū)。

2）雙方貿(mào)易受國(guó)際經(jīng)濟(jì)大環(huán)境影響較大。在2008年左右，中國(guó)與東盟貿(mào)易出現(xiàn)了較大波動(dòng)，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(duì)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(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)影響。

二、FTA對(duì)中國(guó)和東盟貿(mào)易影響的實(shí)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(shuō)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(shuō)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(shí)，進(jìn)口需求彈性增加，α2小于0時(shí)，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(gè)整體，因?yàn)槲娜R，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(guó)新加坡，印尼，馬來(lái)西亞，泰國(guó)，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(guó)與東盟五國(guó)進(jìn)口總額由UNcomtrade數(shù)據(jù)庫(kù)獲取，人均GDP由UNdata數(shù)據(jù)庫(kù)取得，其他數(shù)據(jù)在此基礎(chǔ)上計(jì)算取得，回歸數(shù)據(jù)以2002年為劃分點(diǎn)，02年之前，虛擬變量d取0，02年之后d取1。

（三）實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析

運(yùn)用Eviews6.0對(duì)（5）（6）（7）進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，得到結(jié)果如下：從回歸結(jié)果結(jié)果來(lái)看，進(jìn)口與人均GDP成正比，符合預(yù)期，由T檢驗(yàn)值，調(diào)整R2，F(xiàn)檢驗(yàn)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(guó)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?yàn)橹袊?guó)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(guó)進(jìn)口機(jī)電產(chǎn)品與紡織品，彈性較大。

2）對(duì)于東盟，相對(duì)于中國(guó)，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(guó)則相反，這在一定程度上反映了雙方在對(duì)方貿(mào)易中的地位，從東盟的進(jìn)口占中國(guó)總進(jìn)口額較低，這與事實(shí)相符。

3）對(duì)于中國(guó)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(shuō)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(guó)家的進(jìn)口替代了一部分國(guó)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(gè)方面：

首先中國(guó)與東盟簽訂FTA后，04年實(shí)施早期收獲，05年推行全面減稅，直到2010年才全面落實(shí)0關(guān)稅，F(xiàn)TA發(fā)揮效用時(shí)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(méi)有真正認(rèn)識(shí)到中國(guó)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(guó)與東盟的FTA實(shí)施情況研究中發(fā)現(xiàn)在中國(guó)企業(yè)中已利用FTA的為16.3%，計(jì)劃利用的企業(yè)占19.0%，這說(shuō)明雙方仍有很大發(fā)展空間。

最后，中國(guó)在入世后，對(duì)于其他非東盟國(guó)家也實(shí)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(duì)于中國(guó)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(duì)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(shí)，中國(guó)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(guó)家間的貿(mào)易，因此沒(méi)有產(chǎn)生明顯的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，這說(shuō)明中國(guó)-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(lái)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(dòng)，促進(jìn)雙方貿(mào)易協(xié)調(diào)發(fā)展，提高整個(gè)自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力，我有以下幾點(diǎn)建議：

1）推進(jìn)國(guó)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(guó)勞動(dòng)薪酬提高，環(huán)境執(zhí)法趨嚴(yán)，越來(lái)越多的“中國(guó)制造”變成了“越南制造”“印尼制造”等等，中國(guó)與東盟許多產(chǎn)品存在競(jìng)爭(zhēng)性，對(duì)此，中國(guó)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(duì)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(guó)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(duì)方的優(yōu)勢(shì)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(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

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(guó)東盟一些國(guó)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(dòng)的信息平臺(tái)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(dòng)，減少交易成本。

4）增強(qiáng)政府互信，使中國(guó)與東盟在更多層次更多領(lǐng)域開(kāi)展合作。雙方在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，應(yīng)該加強(qiáng)開(kāi)展政治對(duì)話，增強(qiáng)互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此開(kāi)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(yùn)行選擇，南海等相關(guān)問(wèn)題，并要協(xié)商一致抵制以美國(guó)為首的發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)中國(guó)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(jì)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(guó)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(guó)―東盟自由貿(mào)易區(qū)中國(guó)進(jìn)口的貿(mào)易效應(yīng)研究 ――基于巴拉薩模型[J].對(duì)外經(jīng)貿(mào)，2012，09：10-11.

篇7

中圖分類號(hào)：F742文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2014）06-0092-07

我國(guó)的對(duì)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(zhǎng)，人民幣升值壓力也越來(lái)越大。盡管2005年啟動(dòng)的新一輪匯率改革使人民幣兌美元已累計(jì)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(guó)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(guó)別層面和行業(yè)層面對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的價(jià)格彈性和收入彈性進(jìn)行了測(cè)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(jià)格彈性為切入點(diǎn)，探討馬歇爾―勒納條件（簡(jiǎn)稱M-L條件）是否成立，即貶值能否改善國(guó)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(guó)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(zhǎng)期分析相結(jié)合，認(rèn)為匯率變動(dòng)只能緩和但不能真正解決日美貿(mào)易失衡。Boyd等[3]以8個(gè)OECD國(guó)家為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)其中5個(gè)國(guó)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(duì)1986―1999年間的亞洲五國(guó)和日本進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，菲律賓、泰國(guó)、馬來(lái)西亞和新加坡在本幣貶值時(shí)，對(duì)日貿(mào)易狀況惡化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八個(gè)貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易狀況為研究對(duì)象，采用面板協(xié)整方法進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)瑞典對(duì)其中兩國(guó)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(jì)了亞洲一些國(guó)家或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的價(jià)格彈性，發(fā)現(xiàn)其數(shù)值在1.05―3.10之間。

對(duì)于我國(guó)進(jìn)出口彈性的研究，國(guó)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(guó)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(cè)算出我國(guó)進(jìn)口價(jià)格彈性為-0.57，而出口價(jià)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(duì)日元雙邊實(shí)際匯率得出我國(guó)對(duì)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(shí)證結(jié)果卻支持M-L條件，發(fā)現(xiàn)我國(guó)進(jìn)出口彈性之和顯著大于1；范金等[12]研究得出我國(guó)中長(zhǎng)期進(jìn)出口價(jià)格彈性分別為- 1.08和- 0.86；盧向前和戴國(guó)強(qiáng)[13]基于1994―2003年的月度數(shù)據(jù)計(jì)算得出我國(guó)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(shí)，本幣貶值會(huì)促進(jìn)出口、抑制進(jìn)口，本幣升值會(huì)抑制出口、增加進(jìn)口。

盡管針對(duì)進(jìn)出口彈性的研究相當(dāng)豐富，但相對(duì)于價(jià)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(guó)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(duì)各行業(yè)使用單一的人民幣實(shí)際有效匯率和世界實(shí)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(shí)際匯率及世界實(shí)際GDP，這更能準(zhǔn)確反映行業(yè)差別。

二、基于國(guó)別層面的價(jià)格彈性和收入彈性測(cè)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(guó)進(jìn)出口商品與國(guó)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(shì)原理為基礎(chǔ)，認(rèn)為貿(mào)易國(guó)家出口具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品而進(jìn)口沒(méi)有比較優(yōu)勢(shì)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(guó)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(guó)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(shí)際匯率E來(lái)表示，收入效應(yīng)則分別用外國(guó)GDP和本國(guó)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(guó)貿(mào)易聯(lián)系緊密的覆蓋六大洲的23個(gè)國(guó)家或地區(qū)作為研究對(duì)象：分別為我國(guó)香港、印度、印度尼西亞、日本、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、菲律賓、新加坡、我國(guó)臺(tái)灣、泰國(guó)、越南、法國(guó)、德國(guó)、意大利、荷蘭、俄羅斯聯(lián)邦、英國(guó)、美國(guó)、加拿大、澳大利亞、新西蘭、巴西和南非。2012年，我國(guó)與這些國(guó)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(guó)家和地區(qū)的選取無(wú)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(shí)際貿(mào)易中，某些貿(mào)易作為一個(gè)整體與我國(guó)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(dú)個(gè)體進(jìn)行考慮，既可以簡(jiǎn)化模型又符合現(xiàn)實(shí)情況，其中，歐盟地區(qū)包括法國(guó)、德國(guó)、意大利、荷蘭和英國(guó)；東盟則包括印度尼西亞、馬來(lái)西亞、菲律賓、新加坡、泰國(guó)和越南。這樣，樣本數(shù)量為14個(gè)國(guó)家和地區(qū)。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本時(shí)間定為1998―2012年，之所以沒(méi)有選擇季度數(shù)據(jù)，主要是因?yàn)樵跀?shù)據(jù)搜集過(guò)程中，各國(guó)季度數(shù)據(jù)的來(lái)源不一，可能造成統(tǒng)計(jì)口徑的不同，從而影響回歸結(jié)果的精確性。我國(guó)與各國(guó)或地區(qū)的雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和海關(guān)總署網(wǎng)站；雙邊名義匯率數(shù)據(jù)來(lái)自于World Bank和Eurustat，其中，1998年歐元對(duì)人民幣匯率通過(guò)歐盟各國(guó)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(guó)分別與我國(guó)雙邊貿(mào)易額占總額的比例作為權(quán)重，將各國(guó)貨幣與人民幣匯率進(jìn)行加權(quán)平均獲得；雙邊實(shí)際匯率根據(jù)名義匯率×外國(guó)物價(jià)指數(shù)/本國(guó)物價(jià)指數(shù)求得，物價(jià)指數(shù)用CPI代替（2005年=100），除我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)數(shù)據(jù)來(lái)自于各年《臺(tái)灣統(tǒng)計(jì)年鑒》以外，各國(guó)或地區(qū)2005年不變價(jià)的GDP數(shù)據(jù)均來(lái)自World Bank，CPI數(shù)據(jù)來(lái)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(guó)家的GDP之和，CPI則根據(jù)各國(guó)和地區(qū)與我國(guó)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(kāi)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(duì)數(shù)處理，實(shí)證結(jié)果基于Eviews 6.0。

2.實(shí)證檢驗(yàn)

在進(jìn)行回歸分析前，要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(lái)檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)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(yàn)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(cè)經(jīng)濟(jì)變量所引致的OLS估計(jì)的偏差，從而得到較準(zhǔn)確的模型參數(shù)估計(jì)值?？紤]到可能存在未觀測(cè)到的因素對(duì)個(gè)別國(guó)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(jì)模型參數(shù)時(shí)，本文使用截面加權(quán)的GLS方法進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)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(guó)的進(jìn)口價(jià)格彈性為-0.30，表明人民幣實(shí)際升值1.00%會(huì)引起進(jìn)口增加0.30%；進(jìn)口收入彈性為1.25，說(shuō)明我國(guó)實(shí)際GDP增加1.00%會(huì)拉動(dòng)進(jìn)口增加1.25%；出口價(jià)格彈性為0.48，表明人民幣實(shí)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(shí)際GDP增加1.00%將帶動(dòng)我國(guó)出口上升1.53%。出口價(jià)格彈性大于進(jìn)口價(jià)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(jià)格彈性絕對(duì)值之和小于1，說(shuō)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(lái)我國(guó)的貿(mào)易順差依然增長(zhǎng)這一現(xiàn)實(shí)。收入彈性明顯大于價(jià)格彈性，說(shuō)明相對(duì)于匯率而言，我國(guó)進(jìn)出口額主要取決于國(guó)內(nèi)外收入水平，在2008―2009年國(guó)際金融危機(jī)時(shí)期，我國(guó)進(jìn)出口增長(zhǎng)率驟降至-16.00%和-11.20%，充分說(shuō)明了收入變動(dòng)對(duì)貿(mào)易的顯著影響，也顯示了我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)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(guó)臺(tái)灣的價(jià)格彈性絕對(duì)值最大，為1.05，巴西的價(jià)格彈性絕對(duì)值最小，僅為0.23，這主要是由于我國(guó)從臺(tái)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(jià)格彈性要小于機(jī)電等制成品的價(jià)格彈性。所有價(jià)格彈性中，我國(guó)香港和俄羅斯聯(lián)邦的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期不符，說(shuō)明人民幣升值引起這兩個(gè)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(guó)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(dòng)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(shí)際匯率升值時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本特別是勞動(dòng)力成本相對(duì)增加，在激烈的國(guó)際分工競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的加工貿(mào)易訂單逐漸向其他低成本國(guó)家轉(zhuǎn)移，反映在海關(guān)統(tǒng)計(jì)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(guó)香港的收入彈性不顯著，這可能是由于我國(guó)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(guó)對(duì)印度出口的價(jià)格彈性最大，為 1.64，這主要是由于我國(guó)對(duì)印度出口的第一大類產(chǎn)品是紡織品，而對(duì)其他國(guó)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(dòng)的影響，而對(duì)俄羅斯聯(lián)邦出口的價(jià)格彈性最小，僅為0.25，說(shuō)明人民幣升值對(duì)我國(guó)向俄羅斯出口的影響較小。收入彈性方面，美國(guó)最大，為2.93，因此，次貸危機(jī)期間，我國(guó)對(duì)美出口急劇縮減，引起國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滑坡，這進(jìn)一步反映了我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)美國(guó)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(shuō)明相對(duì)于其他國(guó)家和地區(qū)而言，新西蘭的實(shí)際GDP變化引起的我國(guó)對(duì)新西蘭出口的變化最小；我國(guó)臺(tái)灣的收入彈性系數(shù)不顯著，這可能是由于臺(tái)灣地區(qū)的數(shù)據(jù)來(lái)源與其他樣本國(guó)家或地區(qū)的來(lái)源不一致造成的數(shù)據(jù)偏差所致。

在14個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國(guó)、我國(guó)臺(tái)灣和南非的進(jìn)出口價(jià)格彈性絕對(duì)值之和大于1，說(shuō)明我國(guó)與這些國(guó)家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國(guó)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(lái)人民幣持續(xù)升值但并沒(méi)有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點(diǎn)問(wèn)題。

進(jìn)出口方程的回歸結(jié)果都顯示，除我國(guó)香港和臺(tái)灣地區(qū)的收入彈性不顯著外，其他國(guó)家或地區(qū)的收入彈性均大于價(jià)格彈性，這意味著我國(guó)的貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果，匯率變動(dòng)只是次要因素，因此，以我國(guó)存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點(diǎn)缺乏充分的依據(jù)。

三、基于行業(yè)層面的價(jià)格彈性和收入彈性的測(cè)算

Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合數(shù)據(jù)分析匯率對(duì)貿(mào)易的影響時(shí)，彈性大的商品會(huì)被彈性小的商品所掩蓋，從而整體上表現(xiàn)出對(duì)匯率變化反應(yīng)不明顯的特征。因此，在國(guó)別層面的基礎(chǔ)上，本文將從行業(yè)層面對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的價(jià)格彈性和收入彈性進(jìn)行進(jìn)一步的測(cè)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(huì)商品分類目錄（CCCN）》和《國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類目錄（SITC）》的基礎(chǔ)上，協(xié)調(diào)國(guó)際上多種商品分類目錄而制定的一部多用途的國(guó)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(yùn)輸業(yè)MACH（HS17-18類）。

計(jì)量模型沿用式（1）和（2）。其中，IMi，t和EXi，t分別表示t時(shí)期i行業(yè)的進(jìn)口額和出口額，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。Ei，t表示t時(shí)期i行業(yè)的人民幣實(shí)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(shí)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(jì)月報(bào)中《我國(guó)對(duì)部分國(guó)家（地區(qū)）進(jìn)（出）口商品類章金額統(tǒng)計(jì)表》的數(shù)據(jù)，得出本文所研究的8類行業(yè)與23個(gè)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(gè)國(guó)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(gè)貿(mào)易伙伴的進(jìn)（出）口額占比作為該年的實(shí)際匯率權(quán)重，再用各貿(mào)易伙伴國(guó)家或地區(qū)貨幣對(duì)人民幣的雙邊實(shí)際匯率進(jìn)行加權(quán)平均，最終得到該行業(yè)的實(shí)際有效匯率。DGDPi，t表示t時(shí)期的國(guó)內(nèi)實(shí)際GDP，與國(guó)別層面數(shù)據(jù)相同。FGDPi，t表示t時(shí)期i行業(yè)的世界實(shí)際GDP，這里本文也進(jìn)行了構(gòu)造，各行業(yè)的世界實(shí)際GDP以上述23個(gè)國(guó)家或地區(qū)的實(shí)際GDP按照加權(quán)平均計(jì)算所得，權(quán)重亦為各行業(yè)我國(guó)與貿(mào)易伙伴進(jìn)（出）口額的各年占比。未說(shuō)明的數(shù)據(jù)來(lái)源與第二部分相同，此處不再贅述。

2.實(shí)證檢驗(yàn)

本文利用LLC、IPS方法來(lái)檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)單位根，檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)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(duì)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(jià)格彈性較小，說(shuō)明我國(guó)進(jìn)口的大部分產(chǎn)品在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)受可替代品的競(jìng)爭(zhēng)有限，采礦業(yè)和冶金業(yè)的價(jià)格彈性為正，意味著當(dāng)匯率升值時(shí)，這兩個(gè)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(guó)際大宗資源類商品為主，屬于初級(jí)產(chǎn)品，存在“追漲殺跌”的現(xiàn)象。在8個(gè)行業(yè)中，紡織業(yè)的價(jià)格彈性最大，為-0.86，而采礦業(yè)的價(jià)格彈性最小，僅為0.15，這也說(shuō)明了由于我國(guó)紡織品的低價(jià)優(yōu)勢(shì)對(duì)進(jìn)口紡織品構(gòu)成激烈的競(jìng)爭(zhēng)，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(shuō)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(guó)內(nèi)收入增加時(shí)，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(jià)格彈性均小于1，但多數(shù)大于其進(jìn)口價(jià)格彈性，說(shuō)明相對(duì)于進(jìn)口品在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)缺乏而言，出口品在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)卻相對(duì)激烈。在8個(gè)行業(yè)中，紡織業(yè)的價(jià)格彈性最大，為1.40，這主要是由于我國(guó)出口的紡織品技術(shù)含量較低，價(jià)格優(yōu)勢(shì)明顯，一旦出現(xiàn)匯率波動(dòng)，出口商會(huì)受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價(jià)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(shuō)明我國(guó)出口的依賴性較強(qiáng)，容易受到國(guó)外經(jīng)濟(jì)的影響，這與國(guó)別層面的結(jié)論一致。在8個(gè)行業(yè)中，紡織業(yè)的收入彈性最大，為3.08，說(shuō)明國(guó)外需求變動(dòng)對(duì)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(jià)格彈性，說(shuō)明我國(guó)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(guó)雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)和細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)測(cè)算了我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的價(jià)格彈性和收入彈性，結(jié)果顯示，我國(guó)進(jìn)口價(jià)格彈性為-0.30，出口價(jià)格彈性為0.48，進(jìn)出口價(jià)格彈性絕對(duì)值之和小于1，說(shuō)明馬歇爾―勒納條件不成立。出口價(jià)格彈性大于進(jìn)口價(jià)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(jià)格彈性，說(shuō)明貿(mào)易順差主要是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果，匯率變動(dòng)只是次要因素，因此，以我國(guó)存在貿(mào)易順差而要求人民幣升值的論點(diǎn)缺乏充分的依據(jù)。在14個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國(guó)、我國(guó)臺(tái)灣和南非的進(jìn)出口價(jià)格彈性絕對(duì)值之和大于1，說(shuō)明我國(guó)與這些國(guó)家或地區(qū)雙邊貿(mào)易符合M-L條件，而與其他國(guó)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(lái)人民幣持續(xù)升值但并沒(méi)有改善中美、中歐貿(mào)易順差這一焦點(diǎn)問(wèn)題?？紤]到我國(guó)貿(mào)易對(duì)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(guó)家或地區(qū)的貿(mào)易關(guān)系時(shí)，積極開(kāi)辟新興市場(chǎng)，加強(qiáng)與非洲、拉丁美洲等國(guó)家或地區(qū)的貿(mào)易往來(lái)，加深不同層次的對(duì)話，以減少貿(mào)易摩擦發(fā)生的可能性。

另一方面，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易價(jià)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(jià)格彈性大于其進(jìn)口價(jià)格彈性，說(shuō)明相對(duì)于進(jìn)口品在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)缺乏而言，出口品在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)卻相對(duì)激烈；出口收入彈性均大于其進(jìn)口收入彈性，說(shuō)明我國(guó)出口的依賴性較強(qiáng)，容易受到國(guó)外經(jīng)濟(jì)的影響，這與國(guó)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(jià)格彈性，再次印證了收入對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響的顯著性。紡織業(yè)的進(jìn)口價(jià)格彈性最大，而采礦業(yè)最小，說(shuō)明進(jìn)口紡織品在國(guó)內(nèi)面臨激烈的競(jìng)爭(zhēng)，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(jià)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(dòng)，出口商會(huì)受到較大影響；而農(nóng)業(yè)及食品業(yè)的價(jià)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?jiàn)，優(yōu)化商品結(jié)構(gòu)，提升出口競(jìng)爭(zhēng)力是進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展的又一重點(diǎn)。在合理發(fā)展具有比較優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，提升資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)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(jí)。

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篇8

1中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)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(guò)程中選擇中國(guó)進(jìn)口總額、出口總額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國(guó)實(shí)施改革開(kāi)放國(guó)策后的1980年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind資訊。主要的操作過(guò)程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計(jì)和計(jì)量功能，第一步,對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值這三個(gè)變量作變化趨勢(shì)分析；第二步，對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、出口額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；第三步，對(duì)進(jìn)口總額、出口總額、國(guó)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(yàn)。

1.2指標(biāo)實(shí)證分析

1.2.1單位根檢驗(yàn)。通過(guò)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)可以對(duì)上述指標(biāo)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，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(yàn)由以下三個(gè)模型組成：通過(guò)采用上述三個(gè)模型進(jìn)行對(duì)采集的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：本文選取的三個(gè)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(shí)間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。通常地，變更間的協(xié)整關(guān)系可以通過(guò)EG檢驗(yàn)得到。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗(yàn)法，分別對(duì)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：對(duì)外貿(mào)易出口總額、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間均長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即進(jìn)出口額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用。1.2.3Glanger果關(guān)系檢驗(yàn)。進(jìn)一步地，通過(guò)構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、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(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果性影響，而且能夠更加精確的測(cè)算出口貿(mào)易比進(jìn)口貿(mào)易對(duì)國(guó)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(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等實(shí)證過(guò)程，可以得出如下結(jié)論：在較短年份時(shí)期內(nèi)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因是對(duì)外貿(mào)易（出口和進(jìn)口）；在較長(zhǎng)的年份期間，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均與中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)保護(hù)穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步地對(duì)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(guó)經(jīng)濟(jì)的迅速增長(zhǎng)，但是進(jìn)口貿(mào)易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報(bào)告》中披露的研究結(jié)果是一致的,各個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既依賴于對(duì)外貿(mào)易,而對(duì)外貿(mào)易的發(fā)達(dá)程度又取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。二者相互作用，彼此影響。

3新常態(tài)下做好對(duì)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(kāi)放，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國(guó)際國(guó)內(nèi)形勢(shì)均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國(guó)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(xiàng)工作更好的推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。鑒于此，結(jié)合本文的研究結(jié)論，就新常態(tài)下做好對(duì)外貿(mào)易工作推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提出兩點(diǎn)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(diǎn)，相較于出口，進(jìn)口在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(diǎn)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(guò)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。

篇9

國(guó)內(nèi)學(xué)者佟家棟(1995)較早探討了進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,認(rèn)為不同時(shí)期進(jìn)口增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)這樣的發(fā)達(dá)國(guó)家,發(fā)展中國(guó)家如韓國(guó)、印度和巴西等在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)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(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的推動(dòng)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(guó)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(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)。朱維芳(2007)分析開(kāi)放后我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,認(rèn)為進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用絲毫不亞于出口。熊鳳琴(2009)考察我國(guó)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(zhǎng)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(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用,而運(yùn)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(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)自世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫(kù)(WTO International Trade Statistics Database),GDP數(shù)據(jù)來(lái)自聯(lián)合國(guó)網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(kù)(UNSTATS)。參照世界貿(mào)易組織對(duì)服務(wù)貿(mào)易的分類,本文將我國(guó)服務(wù)貿(mào)易分為三大部門即運(yùn)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(xiàng),具體為通訊、建筑、保險(xiǎn)、金融、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、專利許可和技術(shù)轉(zhuǎn)讓、文體娛樂(lè)(包括電影等音像制品)和其他商業(yè)服務(wù)(包括會(huì)計(jì)、法律、咨詢和廣告等)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以我國(guó)歷年GDP來(lái)衡量。各變量單位為億美元,用美國(guó)勞工部公布的CPI調(diào)整為不變價(jià)格,取各變量的自然對(duì)數(shù)以消除異方差。

(二)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析

1、在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí),傳統(tǒng)上要求所采用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的,否則就會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題。但是在現(xiàn)實(shí)中,經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列大多是非平穩(wěn)的,為了使回歸有意義,就要對(duì)其實(shí)行平穩(wěn)化。而通常的做法是對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行差分,然后對(duì)差分序列進(jìn)行回歸檢驗(yàn),這樣做的缺點(diǎn)是忽略了原時(shí)間序列中包含的有用信息,而這些信息對(duì)分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是至關(guān)重要的。為了解決上述問(wèn)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(yàn)。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的方法很多,如DF方法,ADF方法,PP方法,本文采用ADF方法。

對(duì)各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn),經(jīng)過(guò)多次嘗試,選擇最佳滯后期和檢驗(yàn)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(guò)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(yàn)。

2、這里根據(jù)Johansen的最大似然方法來(lái)檢驗(yàn)GDP、運(yùn)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(yàn)法而得到。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn),GDP與運(yùn)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(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。運(yùn)輸貿(mào)易進(jìn)口每增長(zhǎng)1%,給GDP帶來(lái)1.25%的增長(zhǎng);旅游貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)1%可以給GDP帶來(lái)0.91%的負(fù)增長(zhǎng);其他服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)1%可以拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.74%個(gè)百分點(diǎn)。如果其他商務(wù)服務(wù)、旅游服務(wù)和運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口同時(shí)增加一個(gè)百分點(diǎn),會(huì)給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)1.08%的增長(zhǎng),這與大多數(shù)研究結(jié)論相同。上述實(shí)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(fèi)性的支出,這種支出不會(huì)帶來(lái)潛在產(chǎn)出增長(zhǎng),因此旅游貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(xiǎn)、金融、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)等,通過(guò)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生推動(dòng)作用;運(yùn)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(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述實(shí)證結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口各項(xiàng)目與GDP之間存在長(zhǎng)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(yàn),在這里使用Granger檢驗(yàn)進(jìn)一步討論上述變量之間的因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)在考察序列x是否是序列y的原因時(shí)采用這樣一種方法,先估計(jì)當(dāng)前y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗(yàn)證通過(guò)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(shí)x的滯后期具有統(tǒng)計(jì)顯著性。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示,在95%的置信水平下,旅游、運(yùn)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(yùn)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(duì)中國(guó)1982―2008年的對(duì)中國(guó)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(duì)運(yùn)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(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),得出以下幾點(diǎn)結(jié)論:

第一,運(yùn)輸、旅游及其它項(xiàng)目的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看,運(yùn)輸、旅游及其它項(xiàng)目的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口如果分別增長(zhǎng)1%,會(huì)分別給GDP帶來(lái)大約1.25%、-0.91%、0.74%個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng);若均衡增長(zhǎng)1%,會(huì)給GDP帶來(lái)1.08%的增長(zhǎng)。

篇10

中圖分類號(hào)：F740文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(guó)直接投資）的技術(shù)溢出效用，其后，許多學(xué)者對(duì)“FDI的技術(shù)溢出假設(shè)”進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。但早期對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)，主要是將FDI作為一個(gè)獨(dú)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(guò)驗(yàn)證內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率是否與外資相關(guān)，從而驗(yàn)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(guó)（地區(qū)）的研發(fā)資本存量和通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易引入的外國(guó)（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(jiǎn)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(cái)務(wù)管理（含國(guó)際財(cái)務(wù)，即國(guó)際投融資）。

進(jìn)一步在CH模型中引入了另一個(gè)與國(guó)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(duì)OECD國(guó)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(guó)內(nèi)對(duì)技術(shù)溢出的研究文獻(xiàn)較多，但大多數(shù)集中在利用國(guó)外的早期方法，直接以FDI或進(jìn)口貿(mào)易作為解釋變量，驗(yàn)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(qǐng)參見(jiàn)鄭秀君對(duì)這一方面的一個(gè)綜述［9］，本文只就國(guó)內(nèi)對(duì)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(guó)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(shí)存量促進(jìn)了中國(guó)總產(chǎn)出的增長(zhǎng)［11］。李平和錢利考查了中國(guó)前10大進(jìn)口國(guó)（地區(qū)）和FDI來(lái)源國(guó)（地區(qū)）對(duì)中國(guó)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(guó)的技術(shù)

進(jìn)步，但地區(qū)差別顯著［12］。黃先海和張?jiān)品x取我國(guó)前十位的進(jìn)口貿(mào)易國(guó)和外商投資國(guó)，研究對(duì)我國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)外貿(mào)外資（即FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)都較顯著，但相對(duì)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(lái)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(guó)家對(duì)我國(guó)的技術(shù)溢出，另一些則是從我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易前十位和FDI前十大來(lái)源國(guó)的角度研究對(duì)華技術(shù)溢出。但筆者以為，一方面，只研究西方大國(guó)，而忽視亞洲發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)對(duì)中國(guó)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(huì)選取來(lái)自避稅地或非發(fā)達(dá)國(guó)家（地區(qū)）的投資或進(jìn)口。比如中國(guó)香港，就是一個(gè)避稅地，對(duì)中國(guó)大陸的投資和貿(mào)易額都占據(jù)我國(guó)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(guó)和亞洲四小龍通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易、FDI兩個(gè)途徑對(duì)中國(guó)的技術(shù)溢出效用，并以西方大國(guó)和亞洲四小龍分別構(gòu)建模型，進(jìn)行數(shù)據(jù)對(duì)比。

二、研究模型和數(shù)據(jù)

一國(guó)（地區(qū)）的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國(guó)（地區(qū)）的研發(fā)資本存量，而且取決于引入的外國(guó)（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(guó)（地區(qū)）不僅可以通過(guò)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(guò)學(xué)習(xí)和模仿提高技術(shù)水平；二是FDI，通過(guò)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(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制實(shí)行的起點(diǎn)，對(duì)外開(kāi)放的程度從此邁上新的臺(tái)階。在進(jìn)口貿(mào)易和FDI來(lái)源國(guó)的選擇上，是按經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)程度，而不是我國(guó)的引入量，技術(shù)先進(jìn)國(guó)家的技術(shù)溢出效應(yīng)應(yīng)該更好。首先選取G8成員國(guó)中的美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、意大利共6個(gè)（本文將其稱之為西方大國(guó)），沒(méi)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(guó)、中國(guó)臺(tái)灣和新加坡，沒(méi)有選取中國(guó)香港。因?yàn)橄愀鄣谋芏惖匦再|(zhì)，使得一些貿(mào)易和投資只是經(jīng)過(guò)香港中轉(zhuǎn)而已，不能代表香港的技術(shù)水平。為了對(duì)比西方大國(guó)與亞洲四小龍的對(duì)華技術(shù)溢出效應(yīng)，將分別對(duì)兩類經(jīng)濟(jì)體建模，以觀測(cè)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(jiàn)模型（1），再逐一介紹每一個(gè)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(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量，SFDIt為第t年通過(guò)FDI路徑溢出到中國(guó)的外國(guó)研發(fā)資本存量，Stradet是第t年通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易溢出到中國(guó)的國(guó)外研發(fā)資本存量，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1、α2、α3是系數(shù)。

1． 全要素生產(chǎn)率的界定與數(shù)據(jù)來(lái)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(shí)際GDP表示，Kt為第t年的資本存量，Lt為第t年的勞動(dòng)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(jì)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(jì)算的α、β值，它們分別是0.6921和0.3079［14］。各年資本存量的計(jì)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(jià)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(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1。

2．研發(fā)資本存量的計(jì)算。研發(fā)資本存量的計(jì)算通常采用永續(xù)盤(pán)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(diǎn)是初始研發(fā)資本存量（即S0）的設(shè)定，這里沿用CH模型對(duì)S0的設(shè)定方法：

S0=RD0/(g+δ)（6）

g為研發(fā)支出的年均對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率，各年的對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率為ln(RDt/RDt-1)，相當(dāng)于對(duì)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(jì)算基礎(chǔ)，而為了比較各國(guó)的研發(fā)支出情況，表2我們給出了各國(guó)研發(fā)支出占GDP的比重以及研發(fā)支出的對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率。

說(shuō)明：實(shí)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(jià)格指數(shù)以1978年為1，具體計(jì)算參見(jiàn)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(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒

表2 各國(guó)（地區(qū)）研發(fā)支出占GDP的比重及其對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率(%)

數(shù)據(jù)來(lái)源：1993年至2004年的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)局公布的“研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)及占國(guó)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(jì)算。

從表2來(lái)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(guó)許多，我國(guó)盡管這幾年的增長(zhǎng)較快，但離發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)還有一定的差距。從增長(zhǎng)情況來(lái)看，除日本外，亞洲經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)均較快。

3．FDI和進(jìn)口貿(mào)易溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量。國(guó)外研發(fā)資本存量通過(guò)FDI和進(jìn)口貿(mào)易兩個(gè)路徑對(duì)中國(guó)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(jiàn)下面的公式：

SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)

Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)

Sit為i國(guó)第t年的研發(fā)資本存量，F(xiàn)DIit是第t年中國(guó)從i國(guó)引進(jìn)的FDI，IMit是第t年中國(guó)從i國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易額，GDPit為i國(guó)第t年的GDP。

而在最初的CH模型中，分母采用的是輸入國(guó)（本文為中國(guó)）在t年的FDI和進(jìn)口貿(mào)易總量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman計(jì)算國(guó)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(guó)（地區(qū)）或投資國(guó)（地區(qū)）的GDP替代輸入國(guó)的進(jìn)口或FDI總額作為權(quán)重，這樣既能體現(xiàn)國(guó)際研發(fā)溢出的方向，又可反映其密度大小。

中國(guó)從各國(guó)引進(jìn)的FDI以及進(jìn)口貿(mào)易占該國(guó)GDP的比重參見(jiàn)表3和表4。

數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)從各國(guó)（地區(qū)）引進(jìn)的FDI來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各國(guó)GDP的數(shù)據(jù)來(lái)自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)從各國(guó)（地區(qū)）的進(jìn)口貿(mào)易來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各國(guó)GDP的數(shù)據(jù)來(lái)自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。

從表3和表4來(lái)看，我國(guó)從各國(guó)（地區(qū)）引進(jìn)的FDI或進(jìn)口貿(mào)易占該國(guó)（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(guó)。

三、實(shí)證研究結(jié)果

根據(jù)第二個(gè)部分對(duì)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(duì)其進(jìn)行回歸分析，以檢驗(yàn)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(jì)分析采用SPSS軟件。由于FDI和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)技術(shù)溢出的影響都存在一定的時(shí)滯，因此，我們首先逐一分析每一個(gè)解釋變量當(dāng)期以及滯后一期對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（限于篇幅這一過(guò)程未在文中列出），每一個(gè)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?yàn)槊姘鍞?shù)據(jù)或時(shí)間序列，容易存在變量的自相關(guān)問(wèn)題，因此，我們先對(duì)模型（1）用全部樣本、亞洲四小龍和西方大國(guó)的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸，通過(guò)分析DW值，發(fā)現(xiàn)只有用西方大國(guó)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(wèn)題，取ρ=（1-DW/2）進(jìn)行廣義差分，并對(duì)西方大國(guó)的數(shù)據(jù)改用適合時(shí)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(jiǎn)單回歸中的逐步回歸方法（Stepwise），以消除不顯著的變量。

通過(guò)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(yàn)參數(shù)，見(jiàn)表5。需要說(shuō)明的是，在自回歸的各種方法下，其檢驗(yàn)參數(shù)與簡(jiǎn)單回歸均有所不同，如Prais-Winsten法，對(duì)模型整體擬合程度的檢驗(yàn)值使用的不是F統(tǒng)計(jì)量，而是殘差序列方差的標(biāo)準(zhǔn)差。

說(shuō)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(jiàn)，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(jì)量為68.525，均說(shuō)明模型的擬合程度相當(dāng)不錯(cuò)，而DW統(tǒng)計(jì)量是1.611，說(shuō)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(lái)看，其R2為0.903，調(diào)整的R2為0.874以及F統(tǒng)計(jì)量30.931，說(shuō)明模型的擬合程度很好，DW統(tǒng)計(jì)量是2.194，說(shuō)明不存在變量的自相關(guān)現(xiàn)象。而根據(jù)西方大國(guó)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(lái)看，不管是全部樣本還是西方大國(guó)或亞洲四小龍，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)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(duì)我國(guó)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(guó)和亞洲四小龍分別進(jìn)行回歸的結(jié)果對(duì)比來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)均顯著，西方大國(guó)的影響力只是略高于亞洲四小龍。但西方大國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易對(duì)我國(guó)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(guó)自己的研發(fā)資本存量只是在沒(méi)有西方大國(guó)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(guó)目前正面臨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)內(nèi)的研發(fā)資本存量，而且依賴于FDI輸入的國(guó)外研發(fā)資本存量的貢獻(xiàn)。因此，筆者認(rèn)為，一方面我國(guó)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(guó)目前的外匯儲(chǔ)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(duì)我國(guó)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(wèn)題。隨著我國(guó)外匯儲(chǔ)備的大幅增長(zhǎng)，我國(guó)近幾年的進(jìn)口貿(mào)易也快速增長(zhǎng)，特別是從亞太發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)口增速更快（參見(jiàn)本文表4），但進(jìn)口貿(mào)易并沒(méi)有帶來(lái)較好的技術(shù)溢出效應(yīng)，筆者認(rèn)為，這說(shuō)明我國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易可能存在以下兩個(gè)方面的問(wèn)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(wèn)題，進(jìn)口產(chǎn)品的技術(shù)先進(jìn)性需要提高。因此，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的數(shù)量和方向都值得進(jìn)一步研究。

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篇11

    (一)國(guó)家層面上的研究

    總體而言,在國(guó)家層面上的經(jīng)驗(yàn)研究都支持我國(guó)工業(yè)部門對(duì)外貿(mào)易能夠拉動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng),出口和進(jìn)口對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的拉動(dòng)在不同時(shí)期具有不同的效應(yīng)。楊玉華利用中國(guó)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(jì)量檢驗(yàn),得出結(jié)論認(rèn)為,1978年~2004年間,出口對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的態(tài)勢(shì);同時(shí),進(jìn)口對(duì)就業(yè)的沖擊也呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的態(tài)勢(shì)。[1]而若從貿(mào)易總量上看,根據(jù)蔣荷新的研究,國(guó)際貿(mào)易對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用呈遞減趨勢(shì)。出口拉動(dòng)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(yàn)證,在分部門的檢驗(yàn)中也同樣成立。[2]盛斌、牛蕊檢驗(yàn)了1997年~2006年中國(guó)工業(yè)部門貿(mào)易流量對(duì)就業(yè)的影響,認(rèn)為對(duì)不同技術(shù)水平的工業(yè)部門而言,出口總是拉動(dòng)就業(yè),進(jìn)口總是對(duì)就業(yè)造成沖擊。[3]明娟等人通過(guò)系統(tǒng)GMM方法對(duì)2001年~2008年的制造業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn),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(guó)際貿(mào)易對(duì)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(jì)法對(duì)2001年~2008年的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果顯示技術(shù)程度越高的工業(yè)部門,出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用越大,而進(jìn)口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的沖擊越小。[5]在總量的研究中有兩個(gè)方向性的問(wèn)題值得探討:第一,貿(mào)易對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用是否存在階段性差異;第二,進(jìn)口貿(mào)易對(duì)就業(yè)是否只存在沖擊效應(yīng)。對(duì)于第一個(gè)問(wèn)題,研究者多是以中國(guó)加入世界貿(mào)易組織為階段劃分依據(jù),并且在實(shí)證檢驗(yàn)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(duì)于第二個(gè)問(wèn)題,王燕飛、蒲勇健認(rèn)為,在考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和資本積累的情況下,工業(yè)品進(jìn)口對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)造成沖擊,但對(duì)總體就業(yè)表現(xiàn)為拉動(dòng)效應(yīng)。[7]喻美辭做了更為深入的研究,認(rèn)為中國(guó)從發(fā)達(dá)國(guó)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(gè)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(bào)周期的影響,進(jìn)口對(duì)就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)的顯現(xiàn)存在一定的時(shí)滯。[8]

    (二)區(qū)域或省級(jí)層面上的研究

    研究國(guó)際貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響在空間上的差別,目的是能夠有助于國(guó)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(duì)1979年~2006年廣東省的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn),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(guó)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(méi)有顯著不同,類似的結(jié)論可見(jiàn)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(duì)就業(yè)造成沖擊的原因歸結(jié)為該省以勞動(dòng)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(duì)就業(yè)拉動(dòng)作用在減小,而加入WTO后中西部地區(qū)的出口對(duì)就業(yè)存在顯著的促進(jìn)作用,因此主張出臺(tái)鼓勵(lì)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(guó)際貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響

    按照發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn),尤其是美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)所顯示出來(lái)的經(jīng)驗(yàn),在工業(yè)化完成以后,服務(wù)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要性會(huì)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(shí)服務(wù)貿(mào)易額的增速及其在對(duì)外貿(mào)易額中的比重也將凸顯。這樣,在中國(guó)逐步向工業(yè)化后期過(guò)渡的進(jìn)程中,研究服務(wù)貿(mào)易及其對(duì)就業(yè)的影響就顯得十分必要和緊迫。我國(guó)目前有關(guān)服務(wù)貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的實(shí)證研究結(jié)論存在較大差異。周申、廖偉兵以中國(guó)加入世貿(mào)組織的時(shí)間為界,對(duì)中國(guó)1997年~2000年和2001年~2004年兩個(gè)階段的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn),認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易總體上對(duì)就業(yè)有拉動(dòng)效應(yīng),服務(wù)進(jìn)口偏向資本密集型部門,對(duì)就業(yè)產(chǎn)生了沖擊效應(yīng)。[13]趙成柏對(duì)1982年~2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn),認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易與就業(yè)之間存在長(zhǎng)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(duì)外貿(mào)易不同,服務(wù)的進(jìn)口也對(duì)就業(yè)有拉動(dòng)效應(yīng),但比工業(yè)進(jìn)口的就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)要弱得多,其原因被推定為中國(guó)服務(wù)貿(mào)易主要集中于傳統(tǒng)服務(wù)部門。[14]范愛(ài)軍、李菲菲對(duì)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(dòng)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(jì)口徑的不同。同時(shí)也要認(rèn)識(shí)到,中國(guó)2001年12月加入世界貿(mào)易組織,履行開(kāi)放服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的承諾需要一段時(shí)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(yùn)動(dòng)的真實(shí)邏輯。就中國(guó)“入世”在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的具體承諾來(lái)看,現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門是開(kāi)放的主要領(lǐng)域,而在中國(guó)現(xiàn)有的勞動(dòng)就業(yè)結(jié)構(gòu)下,有限度地開(kāi)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(dòng)就業(yè)以更大的幅度增長(zhǎng)。

    三、國(guó)際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

    國(guó)際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)的影響可以從兩個(gè)層次上來(lái)考察:其一,工業(yè)或服務(wù)業(yè)內(nèi)部不同行業(yè)對(duì)外貿(mào)易量的變化(即工業(yè)或服務(wù)業(yè)內(nèi)部對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的影響;其二,三次產(chǎn)業(yè)綜合對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化對(duì)就業(yè)的影響。周申、楊春梅對(duì)1992年~2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果顯示,在考察期內(nèi),資本密集品出口對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)效果顯著低于勞動(dòng)密集品出口對(duì)就業(yè)的拉動(dòng),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(dòng)能力會(huì)下降;綜合來(lái)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(guò)3000萬(wàn)人。因此,研究者主張注重發(fā)展勞動(dòng)投入系數(shù)較大的行業(yè)。[16]范愛(ài)軍、劉偉華檢驗(yàn)了出口貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)力跨產(chǎn)業(yè)流動(dòng)的作用,認(rèn)為從長(zhǎng)期看,出口貿(mào)易對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)有沖擊效應(yīng),從而出口貿(mào)易實(shí)際上推動(dòng)了第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力的流出,但流入第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力主要來(lái)自于第二產(chǎn)業(yè),這樣第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際上形成了對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的負(fù)擾動(dòng)。[17]王燕飛、蒲勇健認(rèn)為,1980年~2006年間,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)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(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí)總體上有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)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(duì)1985年~2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了測(cè)算,結(jié)果顯示,2003年以后,第一產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生沖擊效應(yīng),第二產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的勞動(dòng)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(guó)際貿(mào)易對(duì)拉動(dòng)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(guó)內(nèi)關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究,在理論上其實(shí)并未超出配第-克拉克定理所包含的范疇。在開(kāi)放條件下,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)勢(shì)必影響到貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動(dòng),這樣內(nèi)涵于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)必然與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)相關(guān)聯(lián)。從國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看,研究結(jié)果基本上支持了以下觀點(diǎn),即貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實(shí)際上推動(dòng)了勞動(dòng)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(dòng)投入系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易,從而實(shí)現(xiàn)增加就業(yè)的目標(biāo)。需要指出的是,中國(guó)的勞動(dòng)力流動(dòng)受勞動(dòng)者收入、地域、政策等諸多方面的限制,在這種現(xiàn)實(shí)條件下,部分研究中利用貿(mào)易結(jié)構(gòu)偏離度指標(biāo)來(lái)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(duì)待的。

    四、貿(mào)易模式對(duì)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(guó)對(duì)外貿(mào)易中占有舉足輕重的地位。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)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(rùn)攤薄而面臨轉(zhuǎn)型升級(jí)的壓力。但不可回避的是,加工貿(mào)易對(duì)積累貿(mào)易盈余和解決低技術(shù)勞動(dòng)就業(yè)有著突出的作用,尤其是其就業(yè)吸納效應(yīng)對(duì)解決中國(guó)當(dāng)前所面臨的就業(yè)問(wèn)題更具現(xiàn)實(shí)意義。在國(guó)內(nèi)已有的文獻(xiàn)中,研究貿(mào)易模式對(duì)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(duì)象。王懷民認(rèn)為中國(guó)勞動(dòng)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(shì),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(shí)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(duì)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(chǎng)帶動(dòng)就業(yè),并且拉動(dòng)了關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的就業(yè),但隨著中國(guó)加工貿(mào)易企業(yè)的技術(shù)升級(jí)與轉(zhuǎn)型升級(jí),加工貿(mào)易出口對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)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(guó)家進(jìn)口先進(jìn)的機(jī)械設(shè)備,這會(huì)引致勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步,從而對(duì)就業(yè)造成沖擊,隨著我國(guó)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(duì)中國(guó)東、中、西部15個(gè)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(dòng)密集型行業(yè),因而就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)顯著。[21]

    五、貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)就業(yè)的影響