時間：2023-06-09 10:03:40
序論：速發表網結合其深厚的文秘經驗，特別為您篩選了11篇進口貿易數據范文。如果您需要更多原創資料，歡迎隨時與我們的客服老師聯系，希望您能從中汲取靈感和知識！
[2]范振洪，顧春太.后危機時期提升山東對外經濟競爭力的戰略思考[J].綜合競爭力，2011，02：55-61.
[3]毛清華.山東對外經濟發展分析與研究[J].山東經濟戰略研究，2012，08：18-21.
[4]安佳，陳東景.山東省對外經濟合作決定因素的實證分析[J].全國商情（經濟理論研究），2009，20：108-109，113.
中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
隨著經濟全球化發展，中國和世界各國貿易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進口也是在逐年增加。2004年進口貿易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進口產品種類和進口來源國數量也在不斷增加?！逗ｊP進出口數據庫》顯示，2004年中國進口產品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個國家和地區進口，2006年這一數量增加到216個國家和地區。從總量上看，中國與世界各國的貿易關系是持續穩定增長；從微觀層面上看，公司是貿易關系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿易關系。當我們將考察視角定位在公司層面上，即一個公司從某個國家進口某種產品被視為一個特定的貿易關系時，發現中國2000年有166萬對進口貿易關系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿公司似乎與各伙伴之間的進口貿易關系是持續、穩定、長期的，在新的貿易關系產生的同時，舊有的貿易關系也在繼續。但在作進一步分析后發現，情況完全相反，中國公司與各國之間的進口貿易關系是不斷變化、不斷調整的，舊有的貿易關系不斷結束，新的貿易關系不斷產生。在2000年的166萬對進口貿易關系中，只有68萬對貿易關系持續到了2001年，大約60%的貿易關系沒有持續到第二年。2002年，僅有38萬對貿易關系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿易關系（占6%）持續時間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿易關系呢，他們又是如何影響的呢？
在傳統的國際貿易模型中，人們經常忽視了貿易關系持續時間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿易模式是靜態的和穩定的，在這些模型中，他們認為貿易關系一旦確立就會持續到永遠。例如俄林的要素供給比例理論認為，貿易是基于兩國間要素稟賦的差異，在某種程度上說只要這種要素稟賦差異在兩國中存在，這種貿易關系就會保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿易的動態關系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進入，而對于已經存在的貿易關系會怎么樣，則沒有進行分析[2-5]。
除了利用理論模型來考察國際貿易關系之外，學者也利用數據進行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進口貿易關系及其持續時間以及德國的進口貿易關系[6，7]。
以下將根據2000～2006年《海關進出口數據庫》的進口貿易數據，運用K-M曲線以及Cox比例風險模型，考察貿易關系的持續時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關于美國的進口貿易關系持續時間的相關研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿易上，以能夠更為細致地描述和揭示中國的對外貿易關系的持續時間問題。
二、 數據、模型和變量選擇
（一）數據的說明及其描述性統計分析
《海關進出口數據庫》（2000～2006年）包括出口和進口貿易數據，這里使用的是進口貿易數據，該數據庫的產品分類標準為8位國際HS編碼，逐月統計了中國進口貿易公司從各個國家進口的各種產品的金額、數量、價格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻的做法，本文使用經過整理后的年度數據，即只要以年為單位發生了一次或以上的貿易，都認定貿易關系持續，否則認為貿易關系中斷①。需要特別注意的是，該數據可能存在兩個方面的問題。一是存在刪失數據（censor data）。因為考察期間是2000～2006年，共7年（表1表明，貿易關系持續時間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數據可以說明問題），有些貿易關系一直持續到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態，因而存在刪失數據問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進口貿易關系中斷后又再產生的問題。為了簡化問題，同時又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產生的貿易關系視為新的貿易關系。
表1描述了進口貿易關系數量及比例。我們發現在所觀測到的1 967 613對進口貿易關系中，有1 191 671（60.56%）對貿易關系只持續了1年；有100 757（5.12%）對貿易關系持續了7年以上。刪失數據（censor data）有209 523對貿易關系，占到整個貿易關系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿易關系（即貿易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿易關系的15.56%。
四、結論
以上使用“公司-產品”層面數據考察了中國進口貿易關系持續時間及其影響因素，分析發現：中國公司與各貿易伙伴之間的進口貿易關系持續時間短，大部分（80%）貿易關系僅能持續1～2年，很少（5%）的貿易關系能持續超過7年。這表明從“公司-產品”層面看，中國進口貿易關系是動態調整的：大量貿易關系結束的同時，不斷產生新的貿易關系。進一步使用KM圖形方法和COX比例風險模型實證分析發現：語言與貿易關系持續時間正相關，當貿易雙方語言相同時，貿易關系結束可能性小，貿易關系持續時間長；初始交易額、產品交易額、GDP和人均GDP等四個因素與貿易關系持續時間正相關，其數值越大，貿易關系結束可能性越小，貿易關系持續時間越長；距離因素與貿易關系持續時間負相關，貿易伙伴距離越遠，貿易關系結束可能性越大，貿易關系持續時間越短。
注釋：
①
例如：從2001～2005年A公司都從B國進口第C種產品，但2006年A公司沒從B國進口第C種產品，那么該貿易持續時間為5年。
②例如，從2001～2003年A公司都從B國進口第C種產品，2004年A公司沒有從B國進口第C種產品，但在2005年A公司又開始從B國進口第C種產品。
參考文獻：
[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.
[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.
[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.
[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.
中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）10-0137-02
0 前言
對外貿易在經濟增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強調出口對一國經濟的重大影響，而關于對外貿易與經濟增長關系的研究文獻往往只關注和分析貿易開放度、出口與經濟增長的關系，很少注意進口與經濟增長的關系。直到最近幾年，人們開始意識到進口也可能對經濟增長產生積極的促進作用，相關的經驗研究文獻也因此陸續出現。日本經濟學家小島清認為貿易對經濟增長的作用是以貿易利益的形式來把握的，根據古典學派李嘉圖的比較成本理論，貿易利益主要是指進口利益，出口是獲得進口的手段。羅默（Romer,1993）利用76個發展中國家1960年的截面數據分析了機器和設備進口對生產的影響?？频热耍–oe et al.,1997）考察了通過機器設備進口而流向欠發達國家的技術溢出效應。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀80年代美國100多個制造業中國際競爭對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。一些文獻還探討了普通進口和技術擴散之間的可能聯系（Coe and Helpman,1995；Keller,2001）?？抵Z利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數據代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國（發展中國家）模仿與創新的溢出效應。針對我國進口與經濟增長的互動作用，我國有不少經濟學者就這一問題進行了定性或定量分析。普遍認為進口對經濟增長有推動作用（劉曉鵬，2001；張亞斌，2002；熊啟泉、楊十二，2005；廖進中、鄧海濱，2006；張亮，2006）。熊啟泉和楊十二（2005）的“重新審視進口再經濟增長中的作用”一文雖然應用了計量分析中比較前沿的研究方法，將定性分析和定量分析相結合，研究了進口貿易對GDP增長的動態影響及對經濟增長的傳導機制。楊全發等（1998）運用巴拉薩和費德等人建立的模型，對我國改革開放以來的數據進行線性回歸分析，得出出口的增長并不像想象的那樣對經濟增長起到促進作用。陳家勤從進口依存度和進口GDP增長彈性分析，得出我國進口的增長在GDP的增長中發揮了較大的作用。王建峰等依據已有的有關研究結果、數據、現實和歷史經驗提出對我國現行出口政策重新進行定位和調整，重新審視出口導向政策等等。因此，筆者認為，有必要再次對進口與經濟增長之間的關系進行討論。
首先從理論上分析當前適當增加進口的必要性與可能性，在此基礎上利用Eview5進行協整分析來檢驗進口對GDP增長的作用。我國長期以來一直實行出口導向性的戰略政策，不遺余力的推行以出口創匯為主要目標的對外貿易政策，這在很多程度上促進了經濟的發展。然而，隨著科技的發展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿易發展進入了一個新時期，國際貿易環境發生了很大的變化，對中國現行的對外貿易政策提出嚴峻的挑戰。隨著世界經濟發展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿易保護措施的最大受害者，出口貿易環境嚴重惡化。據統計，2003年中國對外貿易依存度高達60%，在如此高的貿易依存度下，增強產品在國際上的競爭力是經濟發展的必要手段，而一味追求產品出口創匯則對我國經濟發展構成威脅。過去，我國外貿政策主要放在規模與速度的增長上，追求貿易順差與外匯儲備，使企業片面強調多出口，多創匯，少進口，節約使用外匯，從而導致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿易條件惡化，出現“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿易的發展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環境，從而影響我國經濟發展。要解決中國當前面臨的這些問題，就要轉變對出口的態度，適當的增加進口。依據很多國家發展經驗，出口在很大程度上可以促進國民經濟的發展。但各國宏觀政策的實施依據國情進行，因此我們應立足國情來正確看待進出口對我國經濟增長的作用。
1 進口貿易與經濟增長關系的理論研究
進口與經濟增長關系的研究最早可以追溯到古典經濟學時代。亞當•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經濟增長(交易生利)。大衛•李嘉圖指出,通過對外貿易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿易可以得到本國不能生產的原材料和機器設備等經濟持續發展所必須的物質材料，同時推動國內生產過程的創新和改良，提高勞動生產率；通過產品進口造成新的需求，刺激和引導新產業的成長。
受古典經濟學家上述觀點和理論的啟發，后來的經濟學家進一步探討了進口貿易對經濟的帶動問題。D•H•羅伯特遜和R•納克斯認為資本品的進口使該國取得國際分工的利益，大大節約了生產要素的投入量,它是經濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿易對經濟增長率影響效應理論，認為如果大量進口投資品，會使國內投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步，認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素，同時將經濟增長引入這一分析框架,把技術作為內生變量，研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者之間的互動關系。他們認為，技術通過中間產品的投入產生擴散。如果一國的R&D活動產生新的中間產品與現有的中間產品不同，或比現有的中間產品更好當這些中間產品出口時，進口國的生產力就會通過其貿易伙伴的研發效應和技術擴散得到提高。
2 數據、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關數據，數據來源于2007的《中國統計年鑒》。根據研究問題的需要，按進口（M）、國內生產總值（GDP）等指標，作為樣本進行分析。
由于大多數時間序列數據都是非平穩的，不滿足傳統的多元回歸或其他方法對數據平穩的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關系，也會由于非平穩的序列帶有趨勢而顯現一定的關系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關系，然后進行驗證；而協整分析則是事后假定，即先判斷單整階數，只有變量間單整階數相同，或不同階數的變量經過組合后，理論上可能存在長期的均衡關系，才可以假定方程式。筆者根據研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數據作為樣本進行計量分析，在進行數據分析時，GDP按當年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協整關系。為考察進口貿易對經濟增長的關系，本文采用GDP、M的自然對數形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1 樣本數據描述性分析
從我國進口貿易與經濟增長的對數圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進口貿易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現不平穩，即序列使非平穩時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數據序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調整后的時間序列趨于平穩。
2.2 樣本數據平穩性檢驗
在進行計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗。對LnGDP、LnM的ADF檢驗如表1所示。
由于ADF=-1.739381，大于1%臨界值，所以LnGDP是非平穩的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數，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的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進行協整關系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關的。
2.3 Granger因果檢驗
進口貿易與經濟增長之間的因果關系用經濟計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數據調入Eview5.0進行Granger因果檢驗，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，進口是促進經濟增長的原因，即進口和經濟增長之間具有Granger因果關系。所以筆者在做協整分析時可以根據經濟學有關理論，將進口作為經濟增長的一個原因來分析。
2.4 協整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進口貿易總額數據都是一階單整的，他們之間應該存在一個平穩的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩定關系。根據最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協整回歸方程：
LnGDP=1.123314LnM+2.820617
(6.467043) (2.259921)
R2=0.687616RD-W=1.361336
其中括號內給出的數字是t值。根據t值、R2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關性，進口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進行協整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩性，若殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的；反之，則不是協整的。其檢驗方法就是采取單位根（ADF）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設，即序列平穩。從殘差序列的單位根檢驗結果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩。進而說明LnGDP與LnM之間存在協整關系，即國內生產總值與進口之間存在穩定的均衡關系。
3 結論
通過對我國進口貿易與經濟增長之間的實證分析，以及根據GDP、M因果關系分析，并在此基礎上建立協整分析，可以看出進口與國內生產總值之間存在較強的相關關系，盡管各自的增長是非平穩的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩定均衡關系，進口在很大程度上可以促進國民經濟的增長。通過實證分析得出，進口與GDP之間存在協整關系，從長期來看，進口增加1%，會引起經濟增長1.123%。當前出口導向的政策不僅為我國對外貿易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產品導致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當增加原材料、設備、尤其是高科技產品的進口，這不僅有利于解決當前我國對外貿易存在的問題，而且有助于提高我國技術水平及資源使用率，實現產業結構升級，改變經濟增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當前的外匯儲備為我國增加進口提供了充足的資金。因此，要對我國的進出口有一個重新的認識，不能一味的強調出口、強調順差、“重出口輕進口”，要認識到進口對GDP的拉動作用，保持進口與出口的均衡發展，從而促進我國經濟持續健康增長。
參考文獻
［1］（日）小島清.對外貿易論［M］.天津：南開大學出版社，1987.
［2］陳家勤.中國出口貿易對經濟增長的影響［J］.北京：財貿經濟，2002.
［3］潘省初.計量經濟學［M］.北京：中國人民大學出版社, 2002.
關鍵詞 實際匯率 貿易 進口
一、我國貿易進出口概況
隨著中國產品的大量出口,貿易進出口盈余持續擴大,外匯儲備快速增長,人民幣匯率問題已經成為世界范圍內關注的話題。盡管多數研究發現人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口,但是關于人民幣實際匯率變化對中國進口額的影響方面仍存在著分歧。本文發現中國的進口額伴隨著人民幣實際匯率升值而減少,并且進口與出口之間存在著相互推動的關系,這是由于中國特有的貿易結構與區域間經濟合作關系形成的。在中國的貿易結構中,分為一般貿易和加工貿易,一般貿易和加工貿易對匯率變動有不同的表現。加工貿易的比重一直超過50%,而加工貿易進口額對實際有效匯率變動并不敏感。本文將從以上兩個角度,分別分析人民幣匯率變動對加工貿易進口以及一般貿易進口額的影響。
二、計量模型與數據處理
模型采用了對數形式,利用對數形式并且加入時間趨勢項對非平穩的時間序列進行平穩化處理。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響,在保證了原模型主體的基礎上對模型進行了調整,去掉了原模型中的某些控制變量。
Ln mt=α0+αtlnreert+δ2yt+t+Σt
mt表示中國的進口額,reert表示人民幣的實際有效匯率,yt表示中國國內的市場需求,t表示時間趨勢項。選取的數據是由1995年1月至2006年12月的數據。鑒于WTO對中國貿易進口和出口的影響,將數據分為兩個時間段,第一個時間段為1995年1月―2001年12月,第二個時間段為2002年1月―2006年12月。
在數據處理方面,采用經過CPI平減與季度調整的中國的進口貿易總額、一般貿易進口額、加工貿易進口額月度數據。采用國際清算銀行的實際匯率指數,核算中國月度的實際匯率。采用經過CPI平減與季度調整的中國工業增加值的月度數據。
三、模型計算結果
對1995年1月―2006年12月整個樣本區間進行回歸分析,估算時間段中,人民幣實際匯率對中國進口總額以及一般貿易進口額的影響見表1,整體的樣本區間的回歸可能存在結構變動的因素,估算自1995年1月―2006年12月間,人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進口總額與一般貿易進口額,而一般貿易進口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區間為1995年1月―2006年12月,分別對進口總額、一般貿易進口額進行分析,結果見表2。在樣本范圍內,估算實際有效匯率每升值1%,進口總額將減少0.941%,一般貿易進口額將減少2.952%。國內市場需求每增長1%,進口總額將增加1.255%,一般貿易進口額將增加1.157%,一般貿易進口額對匯率波動比總進口額更加敏感。
選取樣本區間為1995年1月―2006年12月,分別對進口總額、一般貿易進口額、加工貿易進口額進行回歸。在樣本區間內,人民幣實際有效匯率升值1%,進口總額減少1.054%,一般貿易進口額將減少1.783%,而實際有效匯率變動對加工貿易進口的影響不顯著。國內市場需求每增長1%,進口總額增長0.857%,一般貿易進口額增長0.68%,加工貿易進口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿易組織以后,中國的進口總額對實際有效匯率變動表現的更為敏感,而一般貿易進口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發現人民幣匯率的實際升值將導致中國進口總額、一般貿易進口額的減少,而對加工貿易進口額的影響則并不顯著。
四、對回歸結果的解釋
通過對模型進行分析,發現人民幣實際有效匯率升值將導致進口總額的減少,中國一般貿易進口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感,與之相對的是中國的加工貿易進口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。分析中國進口的貿易方式構成,中國進口商品主要由兩部分構成,一是加工貿易進口,二是一般貿易進口。因為中國進口額的這種特別構成方式,我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿易進口額以及一般貿易與其他進口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿易進口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿易進口額的影響并不顯著。加工貿易一直在中國對外貿易方式中占據相當重要的地位。在經濟全球化的今天,跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數產品的生產階段仍然是勞動密集型產品的生產與裝配,而這種已經形成的生產布局不可能在短期內發生根本性的變動?？鐕菊驹谌虻慕嵌?對產品生產與裝配階段的成本變動進行調控,而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產加工階段所吸收,因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值,跨國公司仍然不會調整其國際生產布局和生產網絡。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿易以及其他項目進口額的影響
通過對前面模型的分析,發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿易以及其他項目的進口額。在研究了近年來中國與不同國家地區對外貿易的數據后,我們發現中國在對外貿易方面,自2002年至今的中國一方面從歐洲,美國賺取巨額的貿易順差,另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿易逆差。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進口同時存在,這一現象由中國在產業價值鏈中的位置決定,中國由亞洲國家進口原材料和初級產品,在本國內進行加工生產,最后出口到歐洲和美國的市場。最后需要指出的是,伴隨著中國經濟的發展和市場化程度的不斷深化,人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進口以及出口產生更大程度的影響。但需要最重視的是,人民幣實際匯率升值將同時減少中國的進口額與出口額,而單純依靠人民幣匯率調整并不能有效影響加工貿易帶來的貿易順差。
參考文獻:
中圖分類號:F740
文獻標識碼:A 文章編號:1002-0594(2010)11-0010-05 收稿日期:2010-06-10
產品是技術的載體,產品進口會使得所體現的技術在進口國發生外溢,開放經濟條件下,通過國際貿易的技術溢出是一國實現技術進步和經濟增長的重要條件。在當前全球貿易迅猛發展的條件下,進口貿易的技術進步效應開始引起學者們極大的研究興趣,國內外學者從不同視角研究了進口貿易的技術進步效應,涌現出大量的研究成果,本文首先對相關研究進行系統的梳理,然后簡單地加以評述,并指出進一步研究的方向。
一、進口貿易影響技術進步的理論基礎及作用機制
(一)理論基礎
新貿易理論、內生增長理論、異質性企業貿易理論的發展為動態貿易利益的量化研究提供了可能,為進口貿易技術進步效應的研究奠定了理論基礎。以Krugman(1979)為代表的新貿易理論學家放松了傳統貿易理論完全競爭、產品同質、收益不變等強假設條件,將規模經濟、產品種類、技術轉移等因素引入到貿易理論分析框架之中,將貿易理論的發展推進到新的階段,構成了國際貿易與技術進步關系研究的理論基點。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學者將內生增長理論模型加以拓展,在開放經濟增長模型中引入了投入品種類、產品質量等變量,考察貿易對于經濟增長的影響,分析了國際貿易在技術轉移、模仿和創新中的作用,為增長理論與貿易理論的融合奠定了基礎,成為進口貿易技術進步效應研究的主要理論基礎。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的異質性企業貿易模型研究表明,開放條件下生產率異質企業對于外部競爭壓力的不同反應對行業生產率的變動產生重要影響,這為進口競爭的技術進步效應的研究提供了重要的理論框架。
(二)作用機制
為了實證分析進口貿易的技術進步效應,許多學者對上述基礎理論模型從不同層面進行了拓展,具體地解釋了進口貿易影響技術進步的內在機制。
Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎上,利川進口份額作為權數衡量了國外研發對于本國TFP增長的貢獻,為衡量和測度國外技術溢出對進口國技術進步影響的研究提供了理論和方法上的借鑒。Connolly(1997)發展了一個內生增長模型,從理論上證明進口貿易對模仿進而是技術擴散產生的正向影響,發展中國家可以從中獲得靜態和動態貿易利益。貿易通過降低南方國家的模仿成本,產生重要的技術擴散效應,促進南方模仿國的增長,因為貿易可使南方模仿者廉價地獲得關于北方創新者新產品的知識,而進口種類和數量的增加提高了成功模仿的概率,會對南方模仿產生正的影響。南方國家銷售進口產品,提供售后服務,會增加對于進口產品技術知識的了解,降低對這些產品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時,貿易開放還會通過對國內企業帶來的競爭效應,影響企業的模仿行為和國內企業數目,進口貿易降低了模仿者了解國內市場需求的成本,保證了有效率模仿的實現。Connolly(1999)在一個南北貿易的質量模型中,在創新和模仿過程融入了學中學(learning-to-learn)的概念。他認為,學中學(learning-to-learn)不同于干中學(learning-by-doing),因為學中學獲得的技術更具有一般性,因而可應用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學任務。當一個企業成功模仿了質量越來越高的特定種類產品時,他將獲得產品工程中的知識,并且改善它,因此模仿不僅使得企業在未來的模仿中更有利,而且提高了企業獨自成功發明更高質量水平產品的可能性。
Keller(2001)認為通過與國內外企業相互作用的學習是促進生產率增長的重要方式。國內發明的效率隨一國知識存量的遞增而遞增,它與國內所知的產品設計的數量是成比例的,通過增加國內知識存量,國際溢出提高了國內發明活動的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)擴展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企業異質性國際貿易模型,把理論模型分析與實證檢驗有機結合在了一起,認為貿易的開放導致了競爭效應,在更大的國外競爭和更多的進口產品的壓力下,國內企業的利潤會下降,異質性企業中生產率水平較低的企業會退出市場,只有技術水平較高的企業才可以適應市場競爭,并且會在競爭中增加市場上所占的份額,這樣產業的平均生產率水平也會上升。
理論模型的構建為實證研究的深入發展奠定了基礎,基礎理論模型的拓展把理論研究和實證研究緊密聯系在一起,深刻地揭示了進口貿易影響進口國技術進步的內在機制,進口貿易可以通過進口貿易總量、進口貿易模式和進口產品的競爭效應對技術進步產生重要的影響。
二、進口貿易總量的技術進步效應
(一)國家層面進口總量的技術進步效應
Coe、Helpmanfl995,以下簡稱“CH”)利用21個OECD國家和以色列1971～1990年間的面板數據,考察了貿易伙伴國的R&D資本存量通過進口貿易的傳導機制對進口國技術進步的影響,發現國內外研發資本存量都會對全要素生產率產生重要影響,一國進口占GDP比重越大,國外研發資本存量對國內生產率的影響越強,開放度高的經濟比開放度低的經濟從國外研發中獲益要大。方希樺、包群、賴明勇(2004)使用CH的方法計算了中國主要貿易伙伴國的研發資本存量,實證分析發現通過進口的技術溢出對中國技術進步具有顯著的促進作用。
許多學者以CH模型中的數據為基礎,利用新的方法進行了拓展研究,得出了與CH相似的結論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認為CH(1995)模型中計算國外研發資本存量的賦權方法存在匯總上的偏誤,因而提供了一個理論上產生更少偏誤和更好實證結果的賦權方法,在修正了指數偏差的基礎上,分析了國外研發的產出彈性對于一國貿易開放度的依賴,研究證明一國貿易越開放,該國從國外研發中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計算了相對于中國的國外R&D資本存量,并將人力資本因素引入到進口貿易技術溢出的計量模型,證明通過進口貿易的技術溢出促進了中國全要素生產率的提高。Keller(1997)也質疑CH
(1995)的賦權方法,而采用隨機賦權方法計算了國外知識資本存量,同樣得出了與CH模型相似的結論。但是Coe、Hoffmaister(1999)認為Keller(1997)的隨機賦權實際上是帶有隨機誤差的簡單加權平均,這種隨機賦權只會得到一個隨機變量,它和生產率之間是不存在聯系,他們利用替代的賦權方法作為雙邊進口份額回歸證明,隨機創造的貿易模式并不能產生國際研發溢出的估測。
鑒于上述學者研究中使用普通最小二乘方法中可能出現的偽回歸,有學者根據CH研究的數據,利用面板協整方法重新考察了進口的技術溢出對進口國生產率的影響。實證結果發現,通過進口的研發溢出效應要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么與全要素生產率之間不存在長期協整關系(Funk,2001),因此,他們認為之前對于進口貿易技術進步效應的研究高估了進口的作用,但是忽略了其它傳播機制的作用。
Altair and Cieeone(2004)測度了貿易的實際開放度對國家間全要素生產率的影響,發現進口和出口加總的貿易開放度是一國全要素增長的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區分了知識的性質,認為通過發達國家的研發生產的知識能夠通過貿易溢出到其他國家,利用21個OECD國家1975～1990年的面板數據集中考察了進口作為技術傳播途徑的作用,發現無論國外的知識是公共還是私人的,進口的技術進步效應都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿易相關的研發溢出的概念擴展了CH的分析,認為與貿易間接相關的研發溢出也會在國家之間發生,他們利用114個國家的向量矩陣實證研究發現,國外研發的間接流量要遠高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻要遠高于直接流量的貢獻,并且全部(直接加間接)國外研發流量明顯地要比國外直接研發流量要穩定。由于間接效應的存在,雙邊貿易相對來說并非國外研發通過貿易溢出的重要決定因素,這調和了CH(1995)與Keller(1997)的結論,但也提供了貿易作為國際知識傳播機制重要性的支持。
Madsen(2007)使用16個OECD國家1870～2004年間技術進口和全要素生產率的新數據庫,驗證了知識是否通過貿易渠道發生了轉移。實證估計表明,在過去135年中通過貿易發生的知識轉移始終非常重要,TFP與知識進口之間存在很強的關系,在過去一個世紀中93%的TFP增長要歸于知識的進口,知識的外溢是1870～2004年間OECD國家TFP收斂的重要影響因素,通過貿易的國際技術外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻因素,有助于OECD國家TFP的收斂。
(二)企業和產業層面進口總量的技術進步效應
企業和產業層面的實證研究證明,進口和技術進步之間存在較強的正相關關系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業的詳細面板數據,證明供給進口密集部門的企業比其它企業具有更高的生產率,進口是國際技術轉移的推動因素,與國外廠商的垂直供應聯系是進口推動技術轉移發生的渠道,這從企業層面證明進口是促進技術進步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術轉移和進口聯系起來,利用17個工業化國家1973～2002年的詳細數據實證分析發現,進口是技術轉移的一個主要渠道,國際技術轉移對于生產率的貢獻常常超過了國內研發的貢獻。
李小平、朱鐘棣(2006)總結了國外學者計算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計算了同外R&D存量通過進口貿易對中國工業行業技術進步的影響,雖然不同的實證方法所得出的結論不近相同,但基本上肯定了產業層面進口貿易技術進步效應為正的結果。李小平、盧現祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進一步研究了中國工業行業生產率的增長,發現進口是技術進步的重要原因,但是出口促進技術進步的作用并不明顯。
三、進口貿易模式的技術進步效應
(一)資本品進口的技術進步效應
與CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77個發展中國家1971～1990年的數據,研究了這些國家通過機械設備進口從工業化國家的研發中獲益的程度,結果顯示,國外研發資本存量的知識通過機械設備進口能夠影響到發展中國家的生產率,國外研發資本存量越大,對于來自工業化國家機器和設備進口越開放,本國勞動力的教育水平越高,該發展中國家的全要素生產率也就越高,而總進口中許多消費品和服務的進口對于生產率并沒有影響,國外知識存量只是通過機器設備的進口影響了發展中國家的生產率。
Connolly(1999)考察了國內外創新對于實際人均GDP增長的貢獻,發現來自發達國家的高技術產品的進口在國際技術擴散中作用的證據,國內模仿和創新對發達國家先進技術進口存在持續的正依賴性,來自發達國家的技術對于人均GDP增長的貢獻要高于國內創新的貢獻。Xu、Wang(1999)認為資本品比非資本品擁有更高的技術含量,因資本品貿易是國際技術溢出的重要渠道。他們考察了資本品貿易作為國際研發溢出渠道的重要性,估測結果表明,在G7國家中,研發投資大約一半的收益溢出到了其它OECD國家,其中大約一半的溢出是通過資本品外溢渠道發生的,資本品衡量的研發溢出變量統計上是顯著的,比總進口衡量的溢“{變量更多解釋了國家間生產率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認為國際貿易可以把技術進步的好處傳遞過國界,他們通過研究世界生產和資本品的貿易,評估了這一機制的重要性,證實一國的生產牢取決于該國對國外資本品的可獲得性以及該國使用資本品的意愿和能力。
(二)中間品進口的技術進步效應
Keller(1997)引入一個研發驅動的增長模型,技術通過體現在不同中間產品的貿易傳遞到國內其它部門和國外部門,他使用來自8個OECDI業國1970～1991年13個制造業的數據研究發現,在同一行業中,國際貿易是國外技術傳播的一個重要途徑。隨后使用相同的數據,Keller(1999;2000)量化分析了貿易模式在決定技術流量中的重要性,發現一國的進口模式會影響到一國的生產率,如果一國主要從技術領先國進口,該國獲得的體現在中間產品上的技術將高于主要從技術跟隨者進口的所得,與進口模式相關的技術進口的差異解釋了這些國家生產率增長上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個國家1970～1993年的數據,在區分產業內貿易和產業間貿易對于技術轉移影響的基礎上,考察了貿易在技術從工業化國家向發展中國家溢出中的作用,證明產業內貿易能夠比產業間貿易更多地促進技術轉移。
Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年間制造業的普查數據,估測了貿易自由化對于企業生產率的影響,他們區分了源自最終產品關稅降低的生產率增長與源自中間投入品關稅降低的生產率增長,研究結果表明,生產率的增長主要源于投入品關稅的降低。Topalova(2007)利用制造業部門企業層面的面板數據,考察了印度20世紀90年代早期的貿易改革對企業生產率的影響,發現中間品關稅的下降導致的生產率增長遠高于最終品關稅下降產生的影響。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造業企業的面板數據估測了國外中間品的進口對于企業生產率的影響,發現國外中間產品的進口提高了生產率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年問匈牙利制造業企業產品層面的進口數據估測了一個生產者結構模型,研究顯示,進口的技術進步效應在統計上與經濟上都是顯著的,進口解釋了匈牙利90年代總體全要素生產率增長的30%。
(三)對貿易模式技術進步效應的質疑
對于貿易模式與技術溢出、技術進步的關系,也存在一些不同的認識。Funk(2001)使用面板協整技術考察了貿易模式與國際研發投入溢出間的關系,沒有發現支持進口模式與研發溢出之間關系的證據,因此認為,先前的研究可能高估了進口投入品在國際研發溢出中的作用,卻低估了其它傳播途徑的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)對與貿易相關的間接技術溢出效應存在的研究,似乎也證明雙邊貿易模式并非國外研發通過貿易溢出的決定因素,一國外部研發溢出流量對于貿易模式的依賴可能是很低的。
四、進口競爭的技術進步效應
進口競爭的技術進步效應早已引起學者們的注意,但是受傳統貿易理論嚴格假設的束縛和統計數據可得性的限制,這方面理論和實證研究的進展相對緩慢。隨著企業層面統計數據可得性的提高和異質性企業貿易理論的開創性進展,進口競爭的技術進步效應引起學者們極大的研究興趣。
Bertschek(1995)利用德國80年代制造業企業的面板數據,分析了進口和內向型FDI對于國內企業創新活動的影響,發現進口和內向型FDI增加了國內競爭,降低了國內企業的盈利,對產品和過程創新產生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過對日本1964～1973年間進口貿易的研究發現,進口競爭是促進日本生產率提高的重要原因,并且進口競爭的作用要大于中間產品進口對于生產率的促進作用,更多競爭性產品的進口刺激了創新,向國外競爭對手潛在的學習是效率增長的主要渠道。
Pavcnik(2002)利用企業水平面板數據實證考察了智利貿易自由化對于企業生產率的影響,發現企業內生產率的進步要歸于進口競爭部門中的貿易自南化,總的生產率進步源自資源從低效率生產者向高效率生產者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造業企業的面板數據研究了貿易自由化對于企業生產率演進的影響,發現進口產品和中間投入品關稅變動與生產率的變動之間存在負相關關系,表明貿易自由化后,競爭的增加和可獲得的體現更高技術的中間品進口促進了生產率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進口關稅的下降增加了國內競爭,導致了產業生產率的提高。
Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個新興市場經濟的數據,估測了來自國外的競爭、與國外企業的垂直聯系以及國際貿易對國內企業幾種創新的影響,發現有很強的證據表明國外競爭和創新之間存在正向的關系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業的詳細數據研究發現,進口競爭的技術進步效應在短期和長期中存在著很大的區別。短期內貿易開放具有促進競爭的效應,由于進口競爭的增加,無效率的企業退出市場,產業中產品平均成本降低、生產率出現上升。但是長期來看,當競爭力更弱的經濟體也開始出口時,這些效應會逐漸減弱甚至會逆轉,雖然增加的貿易對歐盟的生產率產生了顯著的影響,但是這種影響是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年間工業化國家的樣本數據研究發現,長期內進口自由化通過選擇效應降低了本國產業內的生產率。
對于進口貿易技術進步效應的研究,以上我們按照進口總量、進口模式和進口競爭幾個維度進行了系統梳理,但是必須指出的是,這三種機制并非各自獨立地發揮對進口國技術進步的影響,它們分別都是從進口貿易的一個側面反映出進口貿易可能對技術進步帶來的影響,對于一國整體進口來說,三種機制都在共同發揮著對于技術進步的影響。
五、結語
進口與技術進步關系研究隸屬于動態貿易利益研究的范疇,是對貿易影響經濟增長機制研究的深化與發展。國內外理論和實證研究的成果證實了進口貿易與技術進步之間的內生關系,進口是影響一國技術進步和經濟增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進口與經濟增長關系的研究和認識,有力證明了自由貿易所蘊藏的巨大動態利益,為發展中國家貿易政策的制定提供了一定的指導和借鑒。
目前,對于進口與我國技術進步關系的研究相對來說還不夠充分,不夠深入,主要還是停留在進口產品總量上的研究,缺少對進口貿易模式、進口競爭技術進步效應的研究,因而對進口與我國技術進步的認識還不夠全面。我們認為未來對于進口與技術進步關系的研究應當考慮一些忽略的變量可能產生的影響,深化對于新的機制的研究,同時對于我國進口貿易與技術進步的關系應當進行更加全面系統的深入研究。
參考文獻:
方希樺,包群,賴明勇2004,國際技術溢出:基于進口傳導機制的實證研究[J]l中國軟科學(7)
李小平,盧現祥,朱鐘棣,2008,國際貿易、技術進步和中國工業行業的生產率增長[J],經濟學(季刊)(2)
FTA即自由貿易協定，是一種區域性的貿易協定，指兩個或兩個以上的國家或地區為了進行自由貿易活動，通過談判協商，逐步減少甚至廢除關稅和非關稅壁壘，從而創造經濟圈而簽訂的協定。
中國與東盟地理相鄰，一直以來，經濟政治文化往來密切，所以中國與東盟建立自貿區有著良好的先天基礎，02年，中國與東盟之間簽署了《中國與東盟全面經濟合作框架協議》，從此開始了共建自貿區之路，經過多年努力，到2010年，中國國一東盟自由貿易區已經正式全面啟動，東盟已取代日本，成為中國第三大貿易伙伴，而中國則成為了東盟的第一大貿易伙伴。本文擬采用1996-2012年雙方的貿易數據，通過貿易比重，貿易強度，以及巴拉薩模型來研究FTA的簽訂給中國和東盟雙方貿易帶來的影響。
在研究FTA對于中國與東盟貿易及經濟影響方面，學者主要采取了可計算的 一般均衡（CGE）模型、引力模型和巴拉薩模型三種模型進行研究。
薛敬孝、張伯偉（2004）應用CGE模型使用GTAP第五版數據庫對亞洲地區不同貿易合作安排所可能產生的效果進行分析。結論認為中日韓與東盟“10+3”在所有的貿易安排中效果最佳，但沒有明確區分貿易轉移和貿易創造。CGE模型本身結構復雜， 尤其是對數據要求非常高， 因而在推廣使用上具有一定的局限性。
楊歡（2012），運用巴拉薩模型，采取92-07年的相關數據，對中國-東盟自貿區建立后對中國的進口貿易的效應進行分析，結果顯示，簽訂FTA后中國進口貿易存在貿易創造而不存在貿易轉移。蔣菡英（2008）選取了1985-2006年的相關數據，分析FTA的簽訂有助于區內貿易流量的擴大，但與歐盟，北美自貿區相比，區域內貿易比重仍然偏小，貿易創造有限，而且貿易創造效應對于東盟國家更為明顯。巴拉薩模型易于操作，克服了貿易創造和貿易轉移難以計算的問題，本文將采用這種模型。
陳雯（2009）選取2002-2006年期間中國和133個貿易伙伴的貿易數據，運用引力模型的單國模式分析中國-東盟自由貿易區的建立對中國與東盟國家進出口貿易的影響，通過分析發現FTA簽訂對中國與東盟的進出口有貿易創造效應 但是對中國從東盟進口的推動作用大于對中國向東盟出口的推動作用，另外，中國與東盟國家在紡勞動密集型產品織品（服裝和電子電器等）上存在著競爭，這一定程度上阻礙了中國對東盟的出口。
一、中國-東盟FTA對雙邊貿易的影響
中國與東盟建立自貿區以來，雙方降稅進程不斷向前推進，貿易隨之快速發展，07年中國向東盟出口941.8億美元，而到了2010年中國東盟自貿區全面啟動，當年出口額增長到1382.2億美元，雙邊貿易達到2927.8億美元，更有分析稱，擁有6億人口的東盟，將在未來成為中國的第一大貿易伙伴。對于簽訂FTA對于中國和東盟貿易的影響，可以通過貿易比重，貿易強度指數進行衡量。
（一）貿易比重
貿易比重，指a國向b國的出口占a國向世界出口總額的比重，或a國從b國的進口占a國世界進口額的比重，本文從UN Comtrade中選取了1996-2012年中國與東盟五國（菲律賓，馬來西亞，新加坡，泰國，印度尼西亞）的貿易往來數據，計算出了相應的貿易比重，通過貿易比重可以直觀的表現雙方貿易往來情況。
圖1，圖2顯示中國對東盟各國出口貿易比重整體呈上升趨勢，但上升趨勢較為平緩，相對于其他東盟國家，中國對新加坡一直保持較高的出口水平，但在金融危機后，出口比重下降到0.02以下，2010年后，隨著全球經濟復蘇，情況有所好轉。在進口方面，中國從五個國家的進口比重有升有降，與雙方在某些產品存在競爭關系有關。簽訂FTA后，對中國從菲律賓的進口起到了一定促進作用，對其它國家則并不明顯。
（二）貿易強度指數
圖3，圖4顯示中國對東盟出口貿易強度指數在FTA簽訂后呈上升趨勢，在進口方面，馬來西亞上升幅度較大，在2009年相對于2002年上升了21%，而菲律賓在08年之后成為東盟主要五國中與中國在出口方面貿易關系最為緊密的國家。在進口方面，中國從菲律賓進口貿易強度指數在07年曾達到了6，在此之后雖然有所下滑，但截至12年，馬來西亞，菲律賓貿易強度仍然保持在3左右，明顯高于其他國家。
（三）小結
由上面幾張圖表，我們可以總結中國東盟FTA帶來的貿易影響有以下特征：
1）FTA簽訂對雙方貿易起到了促進作用，雙方貿易比重都有所提升，這說明雙邊在加大對彼此產品的市場需求，但相對于中國而言，對于東盟的促進作用更為明顯。FTA簽訂大力推進了東盟國家向中國的出口，使近幾年中國對東盟的貿易逆差額不斷縮小，到09年時，雙方貿易額已經基本持平，這說明FTA簽訂后，東盟成為最受惠地區。
2）雙方貿易受國際經濟大環境影響較大。在2008年左右，中國與東盟貿易出現了較大波動，這是由于雙方貿易產品結構較為單一，而且雙方對外貿易依存度較高，綜合幾種因素，雙方貿易極易受到國際經濟形勢影響。
二、FTA對中國和東盟貿易影響的實證研究
（一）模型的選?。?/p>
巴拉薩模型在1967年由巴拉薩建立，其基本假設是，在區域經濟一體化之前，進口需求彈性不變，若在此之后發生改變，則改變是由于施行區域經濟一體化產生的，如果區域內進口需求彈性增加，則說明存在總的貿易創造效應，若區域外進口需求彈性減少，則說明存在貿易轉移效應。
α1為經濟一體化之前的進口需求彈性α1+α2為經濟一體化后的進口需求彈性，當α2大于0時，進口需求彈性增加，α2小于0時，進口需求彈性減少。
（二）數據選取
為了便于研究，將東盟視為一個整體，因為文萊，越南，緬甸，柬埔寨，老撾數據不全且貿易量較小，所以以東盟主要五國新加坡，印尼，馬來西亞，泰國，菲律賓的加總數據代替東盟的相關數據，本文選取1996-2012年的數據，中國與東盟五國進口總額由UNcomtrade數據庫獲取，人均GDP由UNdata數據庫取得，其他數據在此基礎上計算取得，回歸數據以2002年為劃分點，02年之前，虛擬變量d取0，02年之后d取1。
（三）實驗結果及分析
運用Eviews6.0對（5）（6）（7）進行最小二乘法估計，得到結果如下：從回歸結果結果來看，進口與人均GDP成正比，符合預期，由T檢驗值，調整R2，F檢驗值，D-W值可以看出模型模擬的較好，不存在自相關，各變量的系數都在10%顯著水平以上，變量能夠很好的解釋被解釋變量。
將回歸結果歸納為下表2，比較FTA簽訂前后的進口需求收入彈性的變化：
1）中國區域內進口需求收入彈性小于1，而東盟區域內進口彈性大于1，這是因為中國主要從東盟進口原材料和農產品，這些產品彈性較小，而東盟主要從中國進口機電產品與紡織品，彈性較大。
2）對于東盟，相對于中國，其區域內進口彈性要大于總的進口需求彈性，而中國則相反，這在一定程度上反映了雙方在對方貿易中的地位，從東盟的進口占中國總進口額較低，這與事實相符。
3）對于中國和東盟，總進口需求收入彈性，區域內進口，區域外進口收入彈性都有所增加，說明自貿區的建設不僅產生了總的貿易創造效應，還獲得了凈貿易創造效應，雙方貿易的擴大，使從區內其它國家的進口替代了一部分國內的生產。
而相應的凈轉移貿易效應很不明顯，我認為原因有以下幾個方面：
首先中國與東盟簽訂FTA后，04年實施早期收獲，05年推行全面減稅，直到2010年才全面落實0關稅，FTA發揮效用時間較短，而且雙方貿易在近幾年也受到世界經濟危機的影響。
其次，許多企業還沒有真正認識到中國與東盟簽訂FTA后所隱藏的商機，在王玉主，沈銘輝關于中國與東盟的FTA實施情況研究中發現在中國企業中已利用FTA的為16.3%，計劃利用的企業占19.0%，這說明雙方仍有很大發展空間。
最后，中國在入世后，對于其他非東盟國家也實施了不同程度的降稅，致使貿易轉移效應不明顯。
三、總結與建議
采用貿易比重，貿易強度指數，巴拉薩模型研究FTA簽訂對于中國東盟貿易的影響，結論大體一致：FTA的簽訂促進雙方貿易的擴大，雙方貿易比重不斷提升，但FTA對東盟貿易的促進作用更為明顯。雙方發生了貿易創造，與此同時，中國與東盟雙方簽訂FTA后，貿易產品結構較為單一，不易替代各自與區外發達國家間的貿易，因此沒有產生明顯的貿易轉移效應，這說明中國-東盟自貿區作為典型的南南型區域經濟一體化組織，FTA的簽訂帶來的區域內貿易流量的增加有限。
為了進一步深化雙邊貿易互動，促進雙方貿易協調發展，提高整個自貿區經濟競爭力，我有以下幾點建議：
1）推進國內產業結構改革，增大雙方貿易互補性。隨著中國勞動薪酬提高，環境執法趨嚴，越來越多的“中國制造”變成了“越南制造”“印尼制造”等等，中國與東盟許多產品存在競爭性，對此，中國應該逐步調節產業結構，提高技術附加值較高產品的對東盟出口比重，加強從東盟進口所需原材料與半成品，增加
雙方貿易的互補性。
2）加強相關優惠政策的宣傳，提高相關行政工作的效率。應該讓更多企業了解中國東盟自貿區的相關政策，為企業提供幫助，促進更多企業走出去，充分利用對方的優勢資源，發展規模經濟，增強企業在全球范圍內的競爭優勢。
3）加強相關基礎設施以及金融服務體系的建設。西南地區交通條件較差，在一定程度上制約了我國東盟一些國家的貿易發展，所以要不斷推進相關交通以及通訊設施的建設，另外，建立可以共享互動的信息平臺以及相關金融服務體系，可以進一步促進信息流動，減少交易成本。
4）增強政府互信，使中國與東盟在更多層次更多領域開展合作。雙方在發展經濟的同時，應該加強開展政治對話，增強互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此開放、共同繁榮、協商一致”的區域合作原則，增進了解，促進解決相關貿易機制，運行選擇，南海等相關問題，并要協商一致抵制以美國為首的發達國家對中國東盟自貿區的干預，為雙方貿易發展提供良好的政治環境。
參考文獻：
[1]薛敬孝，張伯偉.東亞經貿合作安排：基于可計算一般均衡 模型的比較研究[J].世界經濟，2004，06：51-59.
[2]李榮林，趙濱元.中國當前FTA貿易效應分析與比較[J]. 亞太經濟，2012，03：110-114.
[3]楊歡.中國―東盟自由貿易區中國進口的貿易效應研究 ――基于巴拉薩模型[J].對外經貿，2012，09：10-11.
中圖分類號：F742文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X（2014）06-0092-07
我國的對外貿易發展迅猛，出口總額和貿易總額在2012年躍居世界第一，貿易順差穩步增長，人民幣升值壓力也越來越大。盡管2005年啟動的新一輪匯率改革使人民幣兌美元已累計升值24%以上，但貿易順差卻并未因此而扭轉。那么，人民幣升值能否改善我國持續的雙順差情況？進出口不同行業受到人民幣升值影響的程度又有何差別？基于此，本文從國別層面和行業層面對我國進出口貿易的價格彈性和收入彈性進行了測算。
一、文獻回顧
關于進出口彈性方面的研究相當豐富，多數以價格彈性為切入點，探討馬歇爾―勒納條件（簡稱M-L條件）是否成立，即貶值能否改善國際收支。Baldwin和Krugman[1]研究發現，在1985―1987年間，美元貶值并未改善美國的赤字狀況，反而引起赤字持續增加。Backus[2]將短期分析與長期分析相結合，認為匯率變動只能緩和但不能真正解決日美貿易失衡。Boyd等[3]以8個OECD國家為研究對象，發現其中5個國家滿足M-L條件，即本幣貶值能夠增加出口、減少進口。Olugbenga[4]的研究也得出了相近的結論。Liew等[5]對1986―1999年間的亞洲五國和日本進行了實證檢驗發現，菲律賓、泰國、馬來西亞和新加坡在本幣貶值時，對日貿易狀況惡化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八個貿易伙伴的雙邊貿易狀況為研究對象，采用面板協整方法進行了檢驗，結果發現瑞典對其中兩國的貿易符合M-L條件。Kwack等[7]則利用1994―2003年的數據估計了亞洲一些國家或地區進出口貿易的價格彈性，發現其數值在1.05―3.10之間。
對于我國進出口彈性的研究，國內學者也進行了大量的努力。厲以寧[8]利用1970―1983年的數據，得出我國的進出口彈性分別為0.69和0.05，顯然不符合M-L條件；殷德生[9]以1990―2004年的數據測算出我國進口價格彈性為-0.57，而出口價格彈性為0.01，也不符合M-L條件；戴世宏[10]研究發現，利用人民幣對日元雙邊實際匯率得出我國對日本的進出口彈性分別為0.30和0.63；另一方面，戴祖祥[11]的實證結果卻支持M-L條件，發現我國進出口彈性之和顯著大于1；范金等[12]研究得出我國中長期進出口價格彈性分別為- 1.08和- 0.86；盧向前和戴國強[13]基于1994―2003年的月度數據計算得出我國進出口匯率彈性分別為1.96和-1.88；周杰琦和汪同三[14]的研究也支持M-L條件的成立，即其他條件不變時，本幣貶值會促進出口、抑制進口，本幣升值會抑制出口、增加進口。
盡管針對進出口彈性的研究相當豐富，但相對于價格彈性而言，收入彈性的研究較少，而且，分行業的研究也較為缺乏。為了彌補現有文獻的不足，本文將進行如下改進：首先，將國別層面的雙邊貿易情況和行業層面的細分貿易情況綜合考慮，使研究更為全面。其次，在行業層面的研究中，并未對各行業使用單一的人民幣實際有效匯率和世界實際GDP，而是基于各行業的情況構造了該行業的人民幣實際匯率及世界實際GDP，這更能準確反映行業差別。
二、基于國別層面的價格彈性和收入彈性測算
1.模型設定及樣本選取
本文借鑒Goldstein和Kahn[15]的研究，根據不完全替論構建進出口模型。不完全替論假設：一國進出口商品與國內產品之間存在不完全替代關系。該理論以比較優勢原理為基礎，認為貿易國家出口具有比較優勢的產品而進口沒有比較優勢的產品。因此，在局部均衡框架下，出口取決于雙邊匯率和外國收入的大小，前者反映替代效應，后者反映收入效應；進口取決于雙邊匯率和本國收入的大小，前者反映替代效應，后者反映收入效應。替代效應用雙邊實際匯率E來表示，收入效應則分別用外國GDP和本國GDP表示，因此，構建進出口方程如下：
為了擴大樣本容量，增加回歸結果的可靠性，本文選取與我國貿易聯系緊密的覆蓋六大洲的23個國家或地區作為研究對象：分別為我國香港、印度、印度尼西亞、日本、韓國、馬來西亞、菲律賓、新加坡、我國臺灣、泰國、越南、法國、德國、意大利、荷蘭、俄羅斯聯邦、英國、美國、加拿大、澳大利亞、新西蘭、巴西和南非。2012年，我國與這些國家或地區的出口額占總出口額的77.23%，進口額占總進口額的68.97%，進出口總額則占比73.34%，因此，樣本國家和地區的選取無論是在地域分布上還是相關性上都是非常具有代表性的?？紤]到在實際貿易中，某些貿易作為一個整體與我國進行貿易談判和合作，因此，本文將樣本中的歐盟和東盟分別作為單獨個體進行考慮，既可以簡化模型又符合現實情況，其中，歐盟地區包括法國、德國、意大利、荷蘭和英國；東盟則包括印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國和越南。這樣，樣本數量為14個國家和地區。
考慮到數據的可得性，本文將樣本時間定為1998―2012年，之所以沒有選擇季度數據，主要是因為在數據搜集過程中，各國季度數據的來源不一，可能造成統計口徑的不同，從而影響回歸結果的精確性。我國與各國或地區的雙邊進出口數據來自于國家統計局網站和海關總署網站；雙邊名義匯率數據來自于World Bank和Eurustat，其中，1998年歐元對人民幣匯率通過歐盟各國貨幣與人民幣匯率及各貨幣占歐元比重換算所得，東盟地區匯率根據東盟六國分別與我國雙邊貿易額占總額的比例作為權重，將各國貨幣與人民幣匯率進行加權平均獲得；雙邊實際匯率根據名義匯率×外國物價指數/本國物價指數求得，物價指數用CPI代替（2005年=100），除我國臺灣地區數據來自于各年《臺灣統計年鑒》以外，各國或地區2005年不變價的GDP數據均來自World Bank，CPI數據來自于IMF2013年4月出版的《World Economic Outlook（WEO）》。歐盟和東盟的GDP是其涵蓋國家的GDP之和，CPI則根據各國和地區與我國雙邊貿易額占比作為權重進行加權平均獲得。之所以將所有數據都處理成2005年為基期，主要是由于人民幣匯率改革從2005年7月開始，以此為基期可以增強數據的可比性。為了消除各數據可能存在的異方差，所有數據均進行了對數處理，實證結果基于Eviews 6.0。
2.實證檢驗
在進行回歸分析前，要對數據進行單位根檢驗，以判斷序列是否平穩，避免產生“偽回歸”，本文利用LLC和IPS兩種方法來檢驗面板數據單位根，檢驗結果說明各序列的水平值都是非平穩的，經一階差分后均變為平穩序列，可以構建面板數據模型。根據Hausman檢驗結果拒絕隨機效應模型，因此構建固定效應模型進行研究，它可以控制不可觀測經濟變量所引致的OLS估計的偏差，從而得到較準確的模型參數估計值?？紤]到可能存在未觀測到的因素對個別國家或地區進出口貿易產生影響，如貿易政策等，因此樣本數據存在截面異方差和同期截面相關，所以在估計模型參數時，本文使用截面加權的GLS方法進行估計。
對進口方程（1）的回歸結果如表1所示。
3.結果分析
總體上而言，1998―2012年間，我國的進口價格彈性為-0.30，表明人民幣實際升值1.00%會引起進口增加0.30%；進口收入彈性為1.25，說明我國實際GDP增加1.00%會拉動進口增加1.25%；出口價格彈性為0.48，表明人民幣實際升值1.00%將導致出口減少0.48%；出口收入彈性為1.53，表明世界實際GDP增加1.00%將帶動我國出口上升1.53%。出口價格彈性大于進口價格彈性，這主要是由于進口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機電等制成品為主；進出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾―勒納條件不成立，這可以解釋人民幣持續升值以來我國的貿易順差依然增長這一現實。收入彈性明顯大于價格彈性，說明相對于匯率而言，我國進出口額主要取決于國內外收入水平，在2008―2009年國際金融危機時期，我國進出口增長率驟降至-16.00%和-11.20%，充分說明了收入變動對貿易的顯著影響，也顯示了我國出口貿易對外部經濟的依賴性較強。
進口方程的回歸結果顯示，1998―2012年間，我國臺灣的價格彈性絕對值最大，為1.05，巴西的價格彈性絕對值最小，僅為0.23，這主要是由于我國從臺灣地區進口的商品中，以機電產品、光學鐘表、醫療設備等為主，而從巴西進口的商品則以礦產品和植物產品為主，顯然礦產品等資源類產品的價格彈性要小于機電等制成品的價格彈性。所有價格彈性中，我國香港和俄羅斯聯邦的系數符號與預期不符，說明人民幣升值引起這兩個地區的進口減少，這與理論相悖，其原因可能在于：首先，我國進口以投資品和原材料（如石油、鐵礦石）為主，其彈性較低，受匯率變動的影響較小。其次，加工貿易進口與一般貿易進口受匯率的影響方向相反，當實際匯率升值時，國內生產成本特別是勞動力成本相對增加，在激烈的國際分工競爭環境下，勞動密集型產業的加工貿易訂單逐漸向其他低成本國家轉移，反映在海關統計賬下，則是加工貿易進口的下降。收入彈性方面，巴西最大，為2.26，俄羅斯聯邦最小，僅為0.64；我國香港的收入彈性不顯著，這可能是由于我國和香港地區的大部分貿易都是轉口貿易造成的。
出口方程的回歸結果顯示，在1998―2012年間，我國對印度出口的價格彈性最大，為 1.64，這主要是由于我國對印度出口的第一大類產品是紡織品，而對其他國家或地區的第一大類出口產品則為機電產品，紡織品的技術含量較低，比較容易受到匯率波動的影響，而對俄羅斯聯邦出口的價格彈性最小，僅為0.25，說明人民幣升值對我國向俄羅斯出口的影響較小。收入彈性方面，美國最大，為2.93，因此，次貸危機期間，我國對美出口急劇縮減，引起國內經濟出現滑坡，這進一步反映了我國出口貿易對美國經濟狀況的高度依賴；新西蘭的收入彈性最小，為0.89，說明相對于其他國家和地區而言，新西蘭的實際GDP變化引起的我國對新西蘭出口的變化最?。晃覈_灣的收入彈性系數不顯著，這可能是由于臺灣地區的數據來源與其他樣本國家或地區的來源不一致造成的數據偏差所致。
在14個樣本國家或地區中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區雙邊貿易符合M-L條件，而與其他國家或地區的雙邊貿易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續升值但并沒有改善中美、中歐貿易順差這一焦點問題。
進出口方程的回歸結果都顯示，除我國香港和臺灣地區的收入彈性不顯著外，其他國家或地區的收入彈性均大于價格彈性，這意味著我國的貿易順差主要是經濟增長的結果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據。
三、基于行業層面的價格彈性和收入彈性的測算
Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合數據分析匯率對貿易的影響時，彈性大的商品會被彈性小的商品所掩蓋，從而整體上表現出對匯率變化反應不明顯的特征。因此，在國別層面的基礎上，本文將從行業層面對我國進出口貿易的價格彈性和收入彈性進行進一步的測算，以避免總量數據產生的偏差。
1.模型設定及樣本選取
HS分類標準
HS（The Harmonized Commodity Description and Coding System，商品名稱及編碼協調制度）是指在原《海關合作理事會商品分類目錄（CCCN）》和《國際貿易標準分類目錄（SITC）》的基礎上，協調國際上多種商品分類目錄而制定的一部多用途的國際貿易商品分類目錄。將貿易品分為22類，本文結合SITC標準，參考相關研究分類思路，選取以下行業進行研究：農業及食品業FOOD（HS1-4類）、采礦業MIN（HS5類）、化工業CHEM（HS6-7類）、木材及造紙業WOOD（HS8-10類）、紡織業TEXT（HS11-12類）、冶金業METAL（HS15類）、電子電氣業EMACH（HS16類）和機械運輸業MACH（HS17-18類）。
計量模型沿用式（1）和（2）。其中，IMi，t和EXi，t分別表示t時期i行業的進口額和出口額，數據來源于中經網數據庫。Ei，t表示t時期i行業的人民幣實際有效匯率，為了更為準確地顯示行業之間的差別，本文編制了各行業的人民幣實際有效匯率，這與Campa和Goldberg[17]以單一有效匯率進行衡量的方法不同。具體而言，先根據海關統計月報中《我國對部分國家（地區）進（出）口商品類章金額統計表》的數據，得出本文所研究的8類行業與23個主要貿易伙伴的進（出）口額（這些主要貿易伙伴即為前文第二部分的23個國家或地區），將各行業與貿易伙伴的進（出）口額月度數據匯總為年度數據，用其與每個貿易伙伴的進（出）口額占比作為該年的實際匯率權重，再用各貿易伙伴國家或地區貨幣對人民幣的雙邊實際匯率進行加權平均，最終得到該行業的實際有效匯率。DGDPi，t表示t時期的國內實際GDP，與國別層面數據相同。FGDPi，t表示t時期i行業的世界實際GDP，這里本文也進行了構造，各行業的世界實際GDP以上述23個國家或地區的實際GDP按照加權平均計算所得，權重亦為各行業我國與貿易伙伴進（出）口額的各年占比。未說明的數據來源與第二部分相同，此處不再贅述。
2.實證檢驗
本文利用LLC、IPS方法來檢驗面板數據單位根，檢驗結果說明各序列的水平值都是非平穩的，經一階差分后均變為平穩序列，可以構建面板數據模型。
對進口方程的回歸結果如表3所示。
3.結果分析
進口方程結果顯示，各行業的進口價格彈性較小，說明我國進口的大部分產品在國內市場受可替代品的競爭有限，采礦業和冶金業的價格彈性為正，意味著當匯率升值時，這兩個行業的進口反而減少，這主要是由于采礦業和冶金業的進口主要以原油、鐵礦石等國際大宗資源類商品為主，屬于初級產品，存在“追漲殺跌”的現象。在8個行業中，紡織業的價格彈性最大，為-0.86，而采礦業的價格彈性最小，僅為0.15，這也說明了由于我國紡織品的低價優勢對進口紡織品構成激烈的競爭，而進口的原油及成品油等采礦產品則具備明顯的不可替代性。收入彈性方面，電子電氣業最大，為1.89，而農業及食品業最小，為1.07，說明電子產品屬于提升生活質量的非必需品，而農產品則是滿足基本生活需要的必需品，因此，當國內收入增加時，電子產品的進口必然增加較多。
出口方程結果顯示，除紡織業外，各行業的出口價格彈性均小于1，但多數大于其進口價格彈性，說明相對于進口品在國內市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈。在8個行業中，紡織業的價格彈性最大，為1.40，這主要是由于我國出口的紡織品技術含量較低，價格優勢明顯，一旦出現匯率波動，出口商會受到較大影響；而農業及食品業的價格彈性最小，僅為0.20，這主要是由于農產品的必需品特性決定的。收入彈性方面，除農業及食品業外，各行業的出口收入彈性均大于其進口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強，容易受到國外經濟的影響，這與國別層面的結論一致。在8個行業中，紡織業的收入彈性最大，為3.08，說明國外需求變動對該行業出口的影響較大，這進一步體現了紡織業的低附加值特性；而農業及食品業僅為1.05的收入彈性也是其本身的必需品特性決定的。
進出口方程結果都顯示，所有行業的進出口收入彈性均大于價格彈性，說明我國進出口貿易中，收入影響要大于匯率影響。
四、結論
本文基于1998―2012年我國雙邊貿易數據和細分行業數據測算了我國進出口貿易的價格彈性和收入彈性，結果顯示，我國進口價格彈性為-0.30，出口價格彈性為0.48，進出口價格彈性絕對值之和小于1，說明馬歇爾―勒納條件不成立。出口價格彈性大于進口價格彈性，這主要是由于進口以原材料等資源類商品為主，而出口則以紡織品、機電等制成品為主。進出口收入彈性分別為1.25和1.53，均大于價格彈性，說明貿易順差主要是經濟增長的結果，匯率變動只是次要因素，因此，以我國存在貿易順差而要求人民幣升值的論點缺乏充分的依據。在14個樣本國家或地區中，加拿大、印度、東盟、日本、韓國、我國臺灣和南非的進出口價格彈性絕對值之和大于1，說明我國與這些國家或地區雙邊貿易符合M-L條件，而與其他國家或地區的雙邊貿易中則不符合M-L條件，這解釋了匯改以來人民幣持續升值但并沒有改善中美、中歐貿易順差這一焦點問題?？紤]到我國貿易對象較為集中，容易引起貿易摩擦，今后應在穩定亞洲、歐洲和北美洲等國家或地區的貿易關系時，積極開辟新興市場，加強與非洲、拉丁美洲等國家或地區的貿易往來，加深不同層次的對話，以減少貿易摩擦發生的可能性。
另一方面，我國進出口貿易價格彈性和收入彈性的行業差別明顯：多數行業的出口價格彈性大于其進口價格彈性，說明相對于進口品在國內市場的競爭缺乏而言，出口品在國際市場的競爭卻相對激烈；出口收入彈性均大于其進口收入彈性，說明我國出口的依賴性較強，容易受到國外經濟的影響，這與國別層面的結論一致；各行業的進出口收入彈性均大于價格彈性，再次印證了收入對我國進出口貿易影響的顯著性。紡織業的進口價格彈性最大，而采礦業最小，說明進口紡織品在國內面臨激烈的競爭，而進口的原油及成品油等礦產品則具備明顯的不可替代性；紡織業的出口價格彈性也最大，這與其技術含量較低有關，一旦出現匯率波動，出口商會受到較大影響；而農業及食品業的價格彈性最小，這主要是由于農產品的必需品特性決定的。可見，優化商品結構，提升出口競爭力是進口貿易發展的又一重點。在合理發展具有比較優勢的勞動密集型產業的同時，提升資本技術密集型產業的國際競爭力，并加快推進高新技術產業的發展，逐步完成外貿發展方式的轉型升級。
參考文獻：
[1]Baldwin， R.，Krugman，P.Persistent Trade Effects of Large Exchange Rate Shocks [J].Quarterly Journal of Economics，1989，104（4）.
[2]Backus，D.The Japanese Trade Balance： Recent History and Future Prospects [J].Japan and the World Economy，1998， 10（4）.
[3]Boyd，D.，Caporale，G.M.，Smith，R.Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade： Cointegration and the Marshall-Lerner Condition [J].International Journal of Finance & Economics，2001， 6（3）.
[4]Olugbenga，O.Exchange Rate and Trade Balance in East Asia： Is There a J-Curve [J].Economics Bulletin，2003， （5）.
[5]Liew，K.，Lim，K.，Hussain，H.Exchange Rate and Trade Balance Relationship： The Experience of ASEAN Countries[J].International Trade，2003， （7）.
[6]Irandoust，M.，Parmler，J.Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence from Likelihood-Based Panel Cointegration [J].Economic Systems，2006，（7）.
[7]Kwack，S.Y.，Ahn，C.Y.，Lee，Y.S.，Yang，D.Y.Consistent Estimates of World Trade Elasticities and an Application to the Effects of Chinese Yuan （RMB） Appreciation [J].Journal of Asian Economics，2007，（4）.
[8]厲以寧.中國對外經濟與國際收支研究 [M].北京： 國際文化出版公司，1991.
[9]殷德生.中國貿易收支的匯率彈性與收入彈性 [J].世界經濟研究，2004，（11）.
[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿易收支實證研究 [J].金融研究，2006，（6）.
[11]戴祖祥.我國貿易收支的彈性分析 [J].經濟研究，1997，（7）.
[12]范金，王艷，梁俊偉.中國進出口價格彈性研究 [J].當代經濟科學，2004，（7）.
[13]盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響： 1994―2003 [J].經濟研究，2005， （5）.
[14]周杰琦，汪同三.人民幣實際匯率波動對我國貿易收支的影響――基于非對稱協整的實證分析[J].經濟問題，2010 ，（1）.
[15]Goldstein，M. ，Kahn，M. Income and Price Effects in Foreign Trade[J]. Handbook of International Economics，1985，（6）.
1中國經濟增長與對外貿易間關系分析
1.1指標選擇與數據處理
本文在研究過程中選擇中國進口總額、出口總額、國內生產總值（GDP）作為研究對外貿易與經濟增長的指標。本文數據選取區間為我國實施改革開放國策后的1980年至2014年的相關數據，數據來源為2014年中國統計年鑒、中經網統計數據庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統計和計量功能，第一步,對進口總額、出口總額、國內生產總值這三個變量作變化趨勢分析；第二步，對進口總額、出口總額、出口額、國內生產總值進行平穩性檢驗；第三步，對進口總額、出口總額、國內生產總值之間的影響關系進行協整分析與格蘭杰因果關系檢驗。
1.2指標實證分析
1.2.1單位根檢驗。通過進行ADF檢驗可以對上述指標的單位根進行檢驗，不僅可以減少數據的誤差，還能規避偽回歸的出現，進而可以確保數據的平穩。ADF檢驗由以下三個模型組成：通過采用上述三個模型進行對采集的數據進行單位根檢驗，結果顯示：本文選取的三個變量在0.95的置信水平下均為非平穩的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩的時間序列數據。1.2.2協整關系檢驗。通常地，變更間的協整關系可以通過EG檢驗得到。結合上述數據，采用該檢驗法，分別對出口總額與國內生產總值、進口總額與國內生產總值間的協整關系進行檢驗。結果顯示：對外貿易出口總額、對外貿易進口總額與國內生產總值之間均長期穩定的協整關系，即進出口額對經濟增長具有正向的促進作用。1.2.3Glanger果關系檢驗。進一步地，通過構建VAR模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準確的分析出對外貿易與經濟增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿易比進口貿易對國內生產總值的促進作用更顯著。
2研究結論
結合統計數據，通過單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果關系檢驗等實證過程，可以得出如下結論：在較短年份時期內，中國經濟增長的格蘭杰原因是對外貿易（出口和進口）；在較長的年份期間，出口貿易和進口貿易均與中國經濟的增長保護穩定的協整關系。進一步地對協整方程進行分析，結果顯示出口貿易和進口貿易均促進了中國經濟的迅速增長，但是進口貿易的作用更為顯著。這與《世界發展報告》中披露的研究結果是一致的,各個國家或地區的經濟增長既依賴于對外貿易,而對外貿易的發達程度又取決于經濟增長。二者相互作用，彼此影響。
3新常態下做好對外貿易工作推進經濟發展的若干建議
歷經三十多年的改革開放，我國經濟發展已到了一定的規模程度，面臨的國際國內形勢均出現了新的變化，在2013年提出了“新常態”，要求全國上下認真思考“新常態”、盡快適應“新常態”，攻艱克難，努力在新常態的背景下做好各項工作更好的推進經濟增長。鑒于此，結合本文的研究結論，就新常態下做好對外貿易工作推進經濟發展的提出兩點建議:
3.1擴大進口，調配出口，助力供給側改革
根據本文研究觀點，相較于出口，進口在促進經濟增長方面更能發揮效用，所以應適度擴大進口。當然，要避免低水平的重復引進，重點是高新技術的進口，適應新常態下從粗放式資源消耗向質量效率、技術密集轉型，通過創新驅動經濟快速增長。
國內學者佟家棟(1995)較早探討了進口和經濟增長之間的關系,認為不同時期進口增長與經濟增長之間的相關度不同,但總體上存在著正相關關系;陳家勤(1999)在研究中發現除了美國這樣的發達國家,發展中國家如韓國、印度和巴西等在經濟增長過程中進口貿易的作用都大于出口貿易;徐光耀(2007)肯定了進口貿易對我國國內生產總值增長的推動作用。認為擴大進口先進技術、關鍵設備和國內短缺的能源、原材料,促進資源進口的多元化,將更加有利于我國國內生產總值的增長。朱維芳(2007)分析開放后我國進口貿易對經濟增長的影響,認為進口對經濟增長的促進作用絲毫不亞于出口。熊鳳琴(2009)考察我國生產者服務進口總值及其結構與經濟增長的關系,認為生產者服務總進口和新興服務進口對我國經濟增長具有顯著的促進作用,而運輸服務進口具有顯著的抑制作用。
二、服務貿易進口與經濟增長關系的實證檢驗
(一)數據來源與變量定義
選取1982-2008年的各變量年度數據作為樣本數據,各服務貿易進口數據均來自世界貿易組織數據庫(WTO International Trade Statistics Database),GDP數據來自聯合國網站數據庫(UNSTATS)。參照世界貿易組織對服務貿易的分類,本文將我國服務貿易分為三大部門即運輸、旅游及其它商務服務,其它商務服務中一共包括八項,具體為通訊、建筑、保險、金融、計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、文體娛樂(包括電影等音像制品)和其他商業服務(包括會計、法律、咨詢和廣告等)。經濟增長以我國歷年GDP來衡量。各變量單位為億美元,用美國勞工部公布的CPI調整為不變價格,取各變量的自然對數以消除異方差。
(二)單位根檢驗和協整分析
1、在進行時間序列分析時,傳統上要求所采用的時間序列必須是平穩的,否則就會產生“偽回歸”問題。但是在現實中,經濟中的時間序列大多是非平穩的,為了使回歸有意義,就要對其實行平穩化。而通常的做法是對時間序列進行差分,然后對差分序列進行回歸檢驗,這樣做的缺點是忽略了原時間序列中包含的有用信息,而這些信息對分析問題來說又是至關重要的。為了解決上述問題,可以采用協整方法,而要進行協整就必須進行單位根檢驗。進行單位根檢驗的方法很多,如DF方法,ADF方法,PP方法,本文采用ADF方法。
對各變量進行ADF檢驗,經過多次嘗試,選擇最佳滯后期和檢驗形式,得到單位根結果:在5%的顯著性水平下所有變量序列都是非平穩序列;經過一階差分以后,所有變量在5%顯著性水平上都是平穩的,故它們都是一階單整I(1),可以在此基礎上進行協整檢驗。
2、這里根據Johansen的最大似然方法來檢驗GDP、運輸服務進口、旅游服務進口以及其它商務服務貿易進口之間的協整關系,其中最優滯后期的選擇,這里根據非約束的VAR模型的殘差分析結合似然比檢驗法而得到。經過檢驗,GDP與運輸、旅游和其他商務的服務貿易進口之間存在一個長期穩定的關系。運輸貿易進口每增長1%,給GDP帶來1.25%的增長;旅游貿易進口增長1%可以給GDP帶來0.91%的負增長;其他服務貿易進口增長1%可以拉動GDP增長0.74%個百分點。如果其他商務服務、旅游服務和運輸服務貿易進口同時增加一個百分點,會給經濟帶來1.08%的增長,這與大多數研究結論相同。上述實證結論也符合理論的判斷:旅游貿易進口是單純的消費性的支出,這種支出不會帶來潛在產出增長,因此旅游貿易進口與經濟增長負相關;其他商務服務貿易進口,包括通訊、建筑、保險、金融、計算機和信息服務等,通過進口其它商務服務可以獲得信息和先進的技術,從而引起全要素生產率的提高,對經濟增長產生推動作用;運輸服務進口中有相當部分是生產所需要原材料、機械設備,這些進口的增加有利于生產,因此運輸服務貿易進口與經濟增長正相關。
(三)Granger因果關系檢驗
上述實證結果表明服務貿易進口各項目與GDP之間存在長期穩定的均衡關系,但這種關系是否構成因果關系還有待進一步的檢驗,在這里使用Granger檢驗進一步討論上述變量之間的因果關系。Granger因果檢驗在考察序列x是否是序列y的原因時采用這樣一種方法,先估計當前y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度,如果是則稱序列x是y的Granger原因,此時x的滯后期具有統計顯著性。格蘭杰因果檢驗結果顯示,在95%的置信水平下,旅游、運輸和其他服務的貿易進口都是引起GDP變化原因,而GDP不是旅游、運輸和其他服務的貿易進口變化原因。
三、結論及建議
本文對中國1982―2008年的對中國服務貿易逆差的構成進行了分析,并在此基礎上對運輸、旅游及其它服務的貿易進口與GDP之間的關系進行了協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗,得出以下幾點結論:
第一,運輸、旅游及其它項目的服務貿易進口與經濟增長存在長期穩定的關系。從長遠看,運輸、旅游及其它項目的服務貿易進口如果分別增長1%,會分別給GDP帶來大約1.25%、-0.91%、0.74%個百分點的增長;若均衡增長1%,會給GDP帶來1.08%的增長。
中圖分類號：F740文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0039-06
一、研究綜述：FDI和進口貿易的技術溢出效應
Mcdougall在1960年提出了FDI（外國直接投資）的技術溢出效用，其后，許多學者對“FDI的技術溢出假設”進行了實證檢驗。但早期對技術溢出效應的檢驗，主要是將FDI作為一個獨立的生產要素納入到內資企業的生產函數中，通過驗證內資企業的生產率是否與外資相關，從而驗證FDI的技術溢出效用，如Caves［1］，Globerman［2］，Feder［3］以及Kokko［4］。而1993年，由Haddad和Harrison提出了以全要素生產率替代生產函數作為被解釋變量，能夠更好地揭示技術進步［5］。隨后的1995年，Coe和Helpman創造性地將研發資本存量作為內生變量，研究本國（地區）的研發資本存量和通過進口貿易引入的外國（地區）研發資本存量與全要素生產率的關系（即CH模型）［6］，使這一領域的研究發生了質的飛躍。1997年Coe、Helpman和Hoffmaister又
收稿日期：2008-07-26
作者簡介：申嫦娥(1963-),女，湖南省邵東縣人，北京師范大學經濟與工商管理學院副教授，管理學博士，研究方向：財務管理（含國際財務，即國際投融資）。
進一步在CH模型中引入了另一個與國際貿易密切相關的變量，即FDI，成為擴展的CH模型（被稱之為CHH模型）［7］。Walid和Edward利用擴展的CH模型研究G6對OECD國家的技術溢出效用，發現FDI的技術溢出效應強于進口貿易［8］。
國內對技術溢出的研究文獻較多，但大多數集中在利用國外的早期方法，直接以FDI或進口貿易作為解釋變量，驗證其與內資企業生產率的相關性，這些研究成果請參見鄭秀君對這一方面的一個綜述［9］，本文只就國內對CH模型的應用情況作一回顧。方希樺、包群和賴明勇，主要研究中國從G7的進口貿易中獲得的技術溢出，發現效應顯著［10］。蔡虹和孫順成研究了進口貿易的技術溢出效應，發現進口貿易溢出的技術知識存量促進了中國總產出的增長［11］。李平和錢利考查了中國前10大進口國（地區）和FDI來源國（地區）對中國各地區的技術溢出效應，研究發現進口和貿易促進了我國的技術
進步，但地區差別顯著［12］。黃先海和張云帆選取我國前十位的進口貿易國和外商投資國，研究對我國的技術溢出效應，發現我國外貿外資（即FDI）的技術溢出效應都較顯著，但相對而言，外資的技術溢出效應略大于外貿的溢出效應［13］。
從現有的文獻來看，一些是從進口貿易的角度，專門研究西方發達國家對我國的技術溢出，另一些則是從我國進口貿易前十位和FDI前十大來源國的角度研究對華技術溢出。但筆者以為，一方面，只研究西方大國，而忽視亞洲發達經濟對中國的影響力是不夠的，基于相同文化背景的影響力可能更大；另一方面，如果選取進口貿易或FDI前十位，又可能會選取來自避稅地或非發達國家（地區）的投資或進口。比如中國香港，就是一個避稅地，對中國大陸的投資和貿易額都占據我國前十位，但它只是跳板或中轉站，有許多投資和貿易輸入的并不是香港的技術，而是原產地或原投資地的技術。
本文采用擴展的CH模型并進行修訂，將研發資本存量作為內生變量，選取1993年至2006年的面板數據，研究西方大國和亞洲四小龍通過進口貿易、FDI兩個途徑對中國的技術溢出效用，并以西方大國和亞洲四小龍分別構建模型，進行數據對比。
二、研究模型和數據
一國（地區）的技術進步不僅取決于本國（地區）的研發資本存量，而且取決于引入的外國（地區）研發資本存量的溢出效應。目前大家公認的引入途徑主要有二：一是進口貿易，進口國（地區）不僅可以通過進口產品或設備，提高本土資源的生產率，而且可以通過學習和模仿提高技術水平；二是FDI，通過FDI不僅可以輸入產品和設備，而且可以輸入管理理念和文化，因此，它比進口貿易的影響更加直接。
本文選用1993年至2006年的數據，原因在于1993年是我國社會主義市場經濟體制實行的起點，對外開放的程度從此邁上新的臺階。在進口貿易和FDI來源國的選擇上，是按經濟的發達程度，而不是我國的引入量，技術先進國家的技術溢出效應應該更好。首先選取G8成員國中的美國、加拿大、英國、德國、法國、意大利共6個（本文將其稱之為西方大國），沒有選取不屬于發達經濟的俄羅斯，而把日本歸到亞洲四小龍的范圍。在亞洲的發達經濟中，除日本之外還選取韓國、中國臺灣和新加坡，沒有選取中國香港。因為香港的避稅地性質，使得一些貿易和投資只是經過香港中轉而已，不能代表香港的技術水平。為了對比西方大國與亞洲四小龍的對華技術溢出效應，將分別對兩類經濟體建模，以觀測其影響程度的不同。
本文將采用CH 擴展模型，由于該模型數據處理相當復雜，因此，我們先列出模型的基本形式，見模型（1），再逐一介紹每一個變量的處理方法。
lnFt=α0+α1lnSDt+α2lnSFDIt+α3lnStradet(1)
Ft為t年的全要素生產率，SDt為第t年的國內研發資本存量，SFDIt為第t年通過FDI路徑溢出到中國的外國研發資本存量，Stradet是第t年通過進口貿易溢出到中國的國外研發資本存量，α0為常數項，α1、α2、α3是系數。
1． 全要素生產率的界定與數據來源。根據柯布-道格拉斯生產函數，有：
Yt=FtKαtLβt（2）
Yt為第t年的產出，用實際GDP表示，Kt為第t年的資本存量，Lt為第t年的勞動投入，通常用就業人數表示，Ft為全要素生產率，代表技術水平。根據公式：
Ft=Yt/KαtLβt（3）
計算全要素生產率的難度，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《經濟研究》上用索洛殘差法計算的α、β值，它們分別是0.6921和0.3079［14］。各年資本存量的計算方法為：
Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1（4）
It為第t年的名義投資，Pt為第t年的固定資產投資價格指數，Kt-1為t-1年的資本存量，δ為固定資產折舊率，假定為5%，計算結果見表1。
2．研發資本存量的計算。研發資本存量的計算通常采用永續盤存法，公式為：
St=RDt+(1-δ)St-1（5）
RDt是第t年的研發支出，δ是研發資本的折舊率，一般設為5%，St是第t年的研發資本存量?，F在的難點是初始研發資本存量（即S0）的設定，這里沿用CH模型對S0的設定方法：
S0=RD0/(g+δ)（6）
g為研發支出的年均對數增長率，各年的對數增長率為ln(RDt/RDt-1)，相當于對數形式的一階差分。各年的研發支出是研發資本存量的計算基礎，而為了比較各國的研發支出情況，表2我們給出了各國研發支出占GDP的比重以及研發支出的對數增長率。
說明：實際GDP根據名義GDP與GDP縮減指數折算，固定資產投資價格指數以1978年為1，具體計算參見郭慶旺、賈俊雪2004年在經濟研究第5期上提供的方法［15］。
數據來源：中國統計年鑒
表2 各國（地區）研發支出占GDP的比重及其對數增長率(%)
數據來源：1993年至2004年的數據來自中國統計局公布的“研究與試驗發展（R&D）經費及占國內生產總值的比重” stats.省略/tjsj/qtsj/zgkjtjnj/2006。2005和2006年的數據根據OECD，Main science and Technology indicators(December 2006以及October2007) 的研發支出和IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）的GDP，均以當前美元PPP計算。
從表2來看，除意大利以外，上述發達經濟的研發支出占GDP的比例均高出我國許多，我國盡管這幾年的增長較快，但離發達經濟還有一定的差距。從增長情況來看，除日本外，亞洲經濟體的增長均較快。
3．FDI和進口貿易溢出的國外研發資本存量。國外研發資本存量通過FDI和進口貿易兩個路徑對中國的溢出，即本文模型（1）中的SFDIt和stradet，我們采用了Lichtenberg and Pottelsberghe的修訂方法（即LP方法）［16］，見下面的公式：
SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)
Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)
Sit為i國第t年的研發資本存量，FDIit是第t年中國從i國引進的FDI，IMit是第t年中國從i國的進口貿易額，GDPit為i國第t年的GDP。
而在最初的CH模型中，分母采用的是輸入國（本文為中國）在t年的FDI和進口貿易總量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman計算國外研發存量采用的加權方法存在“總量偏差”，為了減小這種偏差,他們認為以出口國（地區）或投資國（地區）的GDP替代輸入國的進口或FDI總額作為權重，這樣既能體現國際研發溢出的方向，又可反映其密度大小。
中國從各國引進的FDI以及進口貿易占該國GDP的比重參見表3和表4。
數據來源：中國從各國（地區）引進的FDI來自《中國統計年鑒》，各國GDP的數據來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
數據來源：中國從各國（地區）的進口貿易來自《中國統計年鑒》，各國GDP的數據來自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
從表3和表4來看，我國從各國（地區）引進的FDI或進口貿易占該國（地區）GDP的比重，一般都表現為亞洲四小龍的比例高于西方大國。
三、實證研究結果
根據第二個部分對模型數據的處理，我們獲得了模型（1）各變量的數據，現在可以對其進行回歸分析，以檢驗各變量與全要素生產率（即技術進步）的相關性及其顯著程度。
本文的統計分析采用SPSS軟件。由于FDI和進口貿易對技術溢出的影響都存在一定的時滯，因此，我們首先逐一分析每一個解釋變量當期以及滯后一期對我國全要素生產率的影響，結果發現（限于篇幅這一過程未在文中列出），每一個變量都是當期的影響力更強，因此，我們選擇以當期數據進行模型的分析。
因為面板數據或時間序列，容易存在變量的自相關問題，因此，我們先對模型（1）用全部樣本、亞洲四小龍和西方大國的數據分別進行簡單回歸，通過分析DW值，發現只有用西方大國數據的回歸存在明顯的一階自相關現象，其DW值只有0.85。為了消除一階自相關問題，取ρ=（1-DW/2）進行廣義差分，并對西方大國的數據改用適合時間序列的自回歸方法（AR模型），選用其中適合小樣本的廣義最小二乘法（Prais-Winsten）。其余分析均采用簡單回歸中的逐步回歸方法（Stepwise），以消除不顯著的變量。
通過分析，得到最后的回歸結果（不顯著的未列示）及模型的相關檢驗參數，見表5。需要說明的是，在自回歸的各種方法下，其檢驗參數與簡單回歸均有所不同，如Prais-Winsten法，對模型整體擬合程度的檢驗值使用的不是F統計量，而是殘差序列方差的標準差。
說明： *表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1％的水平上顯著；標準差為殘差序列方差的標準差，該數據越小，模型擬合程度越好。
從表5可見，根據全部樣本回歸的模型，R2為0.962，調整的R2為0.912以及F統計量為68.525，均說明模型的擬合程度相當不錯，而DW統計量是1.611，說明基本不存在變量的自相關現象。從亞洲四小龍回歸的模型來看，其R2為0.903，調整的R2為0.874以及F統計量30.931，說明模型的擬合程度很好，DW統計量是2.194，說明不存在變量的自相關現象。而根據西方大國回歸的模型，采用了自回歸方法，R2為0.807，調整的R2為0.722，殘差序列方差的標準差只有0.008，均表明模型的擬合程度較好。
四、研究結論
從表5的回歸結果來看，不管是全部樣本還是西方大國或亞洲四小龍，FDI對我國的技術溢出效應均是顯著的，而全部樣本和亞洲四小龍的進口貿易對我國的技術溢出效應則都為負相關，這與前述的Walid和Edward的研究結論十分相似。
從西方大國和亞洲四小龍分別進行回歸的結果對比來看，FDI對我國的技術溢出效應均顯著，西方大國的影響力只是略高于亞洲四小龍。但西方大國的進口貿易對我國的技術溢出效應不顯著，而亞洲四小龍的進口貿易卻顯著為負。
最后，研究發現，我國自己的研發資本存量只是在沒有西方大國影響的情況下與全要素生產率或技術進步存在顯著的正相關關系。
我國目前正面臨經濟增長方式的轉變，即經濟增長從依靠要素的投入到依靠技術進步（或全要素生產率的提高），這不僅依賴于國內的研發資本存量，而且依賴于FDI輸入的國外研發資本存量的貢獻。因此，筆者認為，一方面我國應該更加重視自己的研發投資，在研發支出占GDP的比例上追趕發達經濟；另一方面，盡管我國目前的外匯儲備較大，但FDI的引入不可忽視，只是應該從追求數量向追求質量的方向轉變。而在FDI的引入方向上，西方和亞洲發達經濟的影響力都同等重要，不可偏廢。
至于進口貿易對我國的技術溢出效應不顯著甚至為負的現象，是需要進一步研究的問題。隨著我國外匯儲備的大幅增長，我國近幾年的進口貿易也快速增長，特別是從亞太發達經濟的進口增速更快（參見本文表4），但進口貿易并沒有帶來較好的技術溢出效應，筆者認為，這說明我國的進口貿易可能存在以下兩個方面的問題：一是增速太快，技術的吸收能力未能跟上；二是進口產品的方向選擇可能存在問題，進口產品的技術先進性需要提高。因此，我國進口貿易的數量和方向都值得進一步研究。
參考文獻：
［1］
Caves R E. Multinational firms. competition and productivity in hostcountry markets［J］. Economica, 1974, 41(5) : 176～193.
［2］ Globerman S. Foreign direct investment and spillover efficiency benefits in canadian manufacturing industries［J］. Canadian Journal of Economics, 1979，12（1）:42-56.
［3］ Feder G. On export and economic Growth［J］ . Journal of Development Economics, 1982(12): 59-73.
［4］ Kokko A. Technology, market, characteristic and spillover［J］. Journal of Development Economics, 1994 , 43（2）：279-293.
［5］ Haddad M, Harrison A. Are there positive spillovers from foreign direct investment? evidence from panel data for Morocco ［J］.Journal of Development Economics,1993.42（1）:51-74.
［6］ Coe D, Elhanan H. International R & D spillovers［J］.European Economic Review,1995, 39（5）:859-887.
［7］ Coe, Elhanan H, Hoffmaister A. North-South R&D Spillovers［J］. Economic Journal,1997， 107:134-149.
［8］ Walid H, Safarian A E. Trade, foreign direct investment, and R&D spillovers［J］. Journal of International Business Studies, 1999， 30（3）： 491-511.
［9］ 鄭秀君. 我國外商直接投資( FDI) 技術溢出效應實證研究述評: 1994～2005［J］ . 數量經濟技術經濟研究,2006,23(9):58-68.
［10］ 方希樺， 包群， 賴明勇.國際技術溢出：基于進口傳導機制的實證研究［J］.中國軟科學 2004(7):58-64.
［11］ 蔡虹,孫順成. 進口貿易技術溢出的經濟效應研究［J］.西安交通大學學報(社會科學版) 2008,28(1):25-29.
［12］ 李平,錢利. 進口貿易與外國直接投資的技術溢出效應―對中國各地區技術進步的實證研究［J］ .財貿研究2005.50(6):40-45.
［13］ 黃先海, 張云帆.我國外貿外資的技術溢出效應分析［J］.國際貿易問題,2005 (1):27-32.
［14］ 郭慶旺，賈俊雪. 中國潛在產出與產出缺口的估算［J］ .經濟研究,2004，39(5):31-39.
(一)國家層面上的研究
總體而言,在國家層面上的經驗研究都支持我國工業部門對外貿易能夠拉動就業增長,出口和進口對就業增長的拉動在不同時期具有不同的效應。楊玉華利用中國1978年~2004年的工業部門數據,借鑒并使用附加了貿易變量的C-D生產函數進行計量檢驗,得出結論認為,1978年~2004年間,出口對就業的拉動作用呈現逐漸增強的態勢;同時,進口對就業的沖擊也呈現逐漸增強的態勢。[1]而若從貿易總量上看,根據蔣荷新的研究,國際貿易對就業的拉動作用呈遞減趨勢。出口拉動就業、進口沖擊就業的效應不僅可以在工業部門總體上得到驗證,在分部門的檢驗中也同樣成立。[2]盛斌、牛蕊檢驗了1997年~2006年中國工業部門貿易流量對就業的影響,認為對不同技術水平的工業部門而言,出口總是拉動就業,進口總是對就業造成沖擊。[3]明娟等人通過系統GMM方法對2001年~2008年的制造業數據進行檢驗,結論是制造業出口每增加1%,將引起制造業吸納就業增加0.1%。盡管如此,不同技術水平工業部門的國際貿易對就業影響的差別仍然值得重視。[4]葉霖莉使用廣義矩估計法對2001年~2008年的動態面板數據進行了檢驗,結果顯示技術程度越高的工業部門,出口貿易對就業的拉動作用越大,而進口貿易對就業的沖擊越小。[5]在總量的研究中有兩個方向性的問題值得探討:第一,貿易對就業的拉動作用是否存在階段性差異;第二,進口貿易對就業是否只存在沖擊效應。對于第一個問題,研究者多是以中國加入世界貿易組織為階段劃分依據,并且在實證檢驗中得到一定證據,如蔣荷新、[2]溫懷德和譚晶榮[6]的研究。對于第二個問題,王燕飛、蒲勇健認為,在考慮經濟增長和資本積累的情況下,工業品進口對第二產業就業造成沖擊,但對總體就業表現為拉動效應。[7]喻美辭做了更為深入的研究,認為中國從發達國家的進口存在一定的R&D溢出效應,這種效應增加了整個制造業部門的就業,但是受到本土企業技術吸收能力和投資回報周期的影響,進口對就業拉動效應的顯現存在一定的時滯。[8]
(二)區域或省級層面上的研究
研究國際貿易對就業的影響在空間上的差別,目的是能夠有助于國內產業轉移背景下區域貿易政策的制定。李永杰、張華初對1979年~2006年廣東省的數據進行了檢驗,得出結論認為,廣東省出口每增加1%,其城鎮就業就將增加0.76%,而進口每增加1%,其城鎮就業將減少0.77%。[9]盡管這一結論和其他學者關于全國或者其他地區的研究存在數量上的差別,但結論在定性上并沒有顯著不同,類似的結論可見于李永杰、劉欣[10]和黃菊英、蒙西燕[11]的研究。張亞斌、王穎把湖南省進口貿易對就業造成沖擊的原因歸結為該省以勞動密集型為主的產業結構。[12]溫懷德、譚晶榮認為,東部地區出口對就業拉動作用在減小,而加入WTO后中西部地區的出口對就業存在顯著的促進作用,因此主張出臺鼓勵相關外貿企業向中西部轉移的政策。[6]
二、服務業部門國際貿易對就業的影響
按照發達國家的經驗,尤其是美國、英國、德國所顯示出來的經驗,在工業化完成以后,服務經濟在國民經濟中的重要性會顯著上升,服務業的產出值占GDP的比重以及服務業吸納就業量占全部就業量的比重都將出現大幅度提高,同時服務貿易額的增速及其在對外貿易額中的比重也將凸顯。這樣,在中國逐步向工業化后期過渡的進程中,研究服務貿易及其對就業的影響就顯得十分必要和緊迫。我國目前有關服務貿易對就業影響的實證研究結論存在較大差異。周申、廖偉兵以中國加入世貿組織的時間為界,對中國1997年~2000年和2001年~2004年兩個階段的數據進行檢驗,認為服務貿易總體上對就業有拉動效應,服務進口偏向資本密集型部門,對就業產生了沖擊效應。[13]趙成柏對1982年~2006年的數據進行了檢驗,認為服務貿易與就業之間存在長期的均衡關系,服務出口每增加1%,就業量將增加0.338%;但與工業對外貿易不同,服務的進口也對就業有拉動效應,但比工業進口的就業拉動效應要弱得多,其原因被推定為中國服務貿易主要集中于傳統服務部門。[14]范愛軍、李菲菲對1982年~2010年的數據進行了協整分析,認為服務貿易進口每增加1%,就業量將增加0.069%,這高于服務出口的拉動效應(0.039%)。[15]這些研究結論存在差異可能是數據選擇及統計口徑的不同。同時也要認識到,中國2001年12月加入世界貿易組織,履行開放服務貿易領域的承諾需要一段時間的政策調整,相關的效應顯現可能也存在一定的滯后期,因而分析短期數據未必能夠甄別經濟運動的真實邏輯。就中國“入世”在服務貿易領域的具體承諾來看,現代服務業部門是開放的主要領域,而在中國現有的勞動就業結構下,有限度地開放這些領域對總體就業所造成的沖擊應該是比較小的,而進口高端服務所產生的外部效應完全有可能拉動就業以更大的幅度增長。
三、國際貿易結構對就業結構的影響
國際貿易結構對就業的影響可以從兩個層次上來考察:其一,工業或服務業內部不同行業對外貿易量的變化(即工業或服務業內部對外貿易結構的變化)對就業產生的影響;其二,三次產業綜合對外貿易結構的變化對就業的影響。周申、楊春梅對1992年~2003年的數據進行了檢驗,結果顯示,在考察期內,資本密集品出口對就業的拉動效果顯著低于勞動密集品出口對就業的拉動,這樣在資本密集品出口所占比重增加的情況下,出口貿易的整體就業拉動能力會下降;綜合來看,在考察期內,純貿易結構引起的就業下降超過3000萬人。因此,研究者主張注重發展勞動投入系數較大的行業。[16]范愛軍、劉偉華檢驗了出口貿易對勞動力跨產業流動的作用,認為從長期看,出口貿易對第一產業就業有沖擊效應,從而出口貿易實際上推動了第一產業勞動力的流出,但流入第三產業的勞動力主要來自于第二產業,這樣第二產業實際上形成了對第一產業就業的負擾動。[17]王燕飛、蒲勇健認為,1980年~2006年間,農產品貿易對第一產業的就業影響不顯著,但促進了第二、第三產業的就業;更進一步,對外貿易產品結構的升級總體上有利于促進農村勞動力向城市第二產業尤其是第三產業的轉移。[7]闞大學對1985年~2006年的數據進行了測算,結果顯示,2003年以后,第一產業對就業產生沖擊效應,第二產業貿易的勞動就業效應在減弱,第三產業的平均貿易就業彈性高于第一產業,所以第三產業國際貿易對拉動就業仍有重要意義。在此基礎上,研究者主張應積極發展第三產業貿易。[18]國內關于貿易結構對就業結構影響的研究,在理論上其實并未超出配第-克拉克定理所包含的范疇。在開放條件下,產業結構的變動勢必影響到貿易結構的變動,這樣內涵于產業結構變動的就業結構變動必然與貿易結構變動相關聯。從國內現有文獻來看,研究結果基本上支持了以下觀點,即貿易結構的優化實際上推動了勞動力從第一產業向第二、第三產業轉移,因而綜合性的政策主張是積極發展低技術、勞動投入系數較高的產業貿易,從而實現增加就業的目標。需要指出的是,中國的勞動力流動受勞動者收入、地域、政策等諸多方面的限制,在這種現實條件下,部分研究中利用貿易結構偏離度指標來分析就業結構與貿易結構之間的關系,這一方法是必須謹慎對待的。
四、貿易模式對就業的影響
加工貿易因其規模巨大、涉及就業人數眾多而在中國對外貿易中占有舉足輕重的地位。隨著中國經濟實力和民族工業技術能力的不斷提升,加工貿易因其“兩頭在外”、利潤攤薄而面臨轉型升級的壓力。但不可回避的是,加工貿易對積累貿易盈余和解決低技術勞動就業有著突出的作用,尤其是其就業吸納效應對解決中國當前所面臨的就業問題更具現實意義。在國內已有的文獻中,研究貿易模式對就業影響的文章較少,并且幾乎都是以加工貿易為研究對象。王懷民認為中國勞動力成本和商務成本的提高使得東南沿海地區的加工貿易逐漸失去比較優勢,在外部需求因西方經濟危機等影響而減少的背景下,加工貿易的發展愈加艱難,所以主張適時地促進加工貿易企業及其配套產業向中西部地區轉移,以進一步降低其成本。[19]喬晶、劉星對2000年~2008年的省際面板數據進行分析后認為,加工貿易出口利用外部需求擴大市場帶動就業,并且拉動了關聯產業的就業,但隨著中國加工貿易企業的技術升級與轉型升級,加工貿易出口對就業的拉動作用在減弱;加工貿易進口主要是指企業從發達國家進口先進的機械設備,這會引致勞動節約型技術進步,從而對就業造成沖擊,隨著我國技術消化能力的增強,這種負面影響在弱化。[20]童永霞對中國東、中、西部15個省市近年的加工貿易與就業數據進行了分析,結果顯示,西部的加工貿易就業效應最突出,貿易就業彈性為0.985,高于中部(0.92)和東部(0.96),其原因被推定為西部地區的加工貿易更加偏向于勞動密集型行業,因而就業拉動效應顯著。[21]
五、貿易開放度對就業的影響
