时间：2023-06-02 09:02:40
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇进口贸易数据，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
中图分类号：F222.3 文献标识码：A文章编号：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
随着经济全球化发展，中国和世界各国贸易往来越来越多。不仅出口在迅猛增长，进口也是在逐年增加。2004年进口贸易总额5612亿美元，2006年7914亿美元。与此同时，中国进口产品种类和进口来源国数量也在不断增加。《海关进出口数据库》显示，2004年中国进口产品种类6994种，2006年7114种；2004年中国从210个国家和地区进口，2006年这一数量增加到216个国家和地区。从总量上看，中国与世界各国的贸易关系是持续稳定增长；从微观层面上看，公司是贸易关系的承载者，基于公司层面的考察，或许可以从更深层次揭示国际贸易关系。当我们将考察视角定位在公司层面上，即一个公司从某个国家进口某种产品被视为一个特定的贸易关系时，发现中国2000年有166万对进口贸易关系，2001年183万对，2002年199万对。表面上看，中国外贸公司似乎与各伙伴之间的进口贸易关系是持续、稳定、长期的，在新的贸易关系产生的同时，旧有的贸易关系也在继续。但在作进一步分析后发现，情况完全相反，中国公司与各国之间的进口贸易关系是不断变化、不断调整的，旧有的贸易关系不断结束，新的贸易关系不断产生。在2000年的166万对进口贸易关系中，只有68万对贸易关系持续到了2001年，大约60%的贸易关系没有持续到第二年。2002年，仅有38万对贸易关系（占22.8%）还存在。只有10万对贸易关系（占6%）持续时间超过7年。究竟是什么因素在影响着贸易关系呢，他们又是如何影响的呢？
在传统的国际贸易模型中，人们经常忽视了贸易关系持续时间问题。一些理论模型总是倾向于假定贸易模式是静态的和稳定的，在这些模型中，他们认为贸易关系一旦确立就会持续到永远。例如俄林的要素供给比例理论认为，贸易是基于两国间要素禀赋的差异，在某种程度上说只要这种要素禀赋差异在两国中存在，这种贸易关系就会保持下去。尽管有另一些模型涉及到贸易的动态关系，但也很少讨论出口市场的退出问题，这些模型更多的是考虑新的出口商的进入，而对于已经存在的贸易关系会怎么样，则没有进行分析[2-5]。
除了利用理论模型来考察国际贸易关系之外，学者也利用数据进行了不少实证分析。如利用生存分析方法分析了美国的进口贸易关系及其持续时间以及德国的进口贸易关系[6，7]。
以下将根据2000～2006年《海关进出口数据库》的进口贸易数据，运用K-M曲线以及Cox比例风险模型，考察贸易关系的持续时间。同时，与Besedes & Prusa（2006）关于美国的进口贸易关系持续时间的相关研究不同，这里考察的视角定位在公司层面的贸易上，以能够更为细致地描述和揭示中国的对外贸易关系的持续时间问题。
二、 数据、模型和变量选择
（一）数据的说明及其描述性统计分析
《海关进出口数据库》（2000～2006年）包括出口和进口贸易数据，这里使用的是进口贸易数据，该数据库的产品分类标准为8位国际HS编码，逐月统计了中国进口贸易公司从各个国家进口的各种产品的金额、数量、价格等信息。为分析方便，以及借鉴同类文献的做法，本文使用经过整理后的年度数据，即只要以年为单位发生了一次或以上的贸易，都认定贸易关系持续，否则认为贸易关系中断①。需要特别注意的是，该数据可能存在两个方面的问题。一是存在删失数据（censor data）。因为考察期间是2000～2006年，共7年（表1表明，贸易关系持续时间超过7年的仅占5.12%，绝大部分不超过7年，所以，7年样本数据可以说明问题），有些贸易关系一直持续到2006年，但我们却不能观测到2006年之后的状态，因而存在删失数据问题；二是Multiple spells问题②。它涉及到进口贸易关系中断后又再产生的问题。为了简化问题，同时又与Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的处理方法保持一致，将中断后再产生的贸易关系视为新的贸易关系。
表1描述了进口贸易关系数量及比例。我们发现在所观测到的1 967 613对进口贸易关系中，有1 191 671（60.56%）对贸易关系只持续了1年；有100 757（5.12%）对贸易关系持续了7年以上。删失数据（censor data）有209 523对贸易关系，占到整个贸易关系的10.65%。存在Multiple spells问题的贸易关系（即贸易开始年份不是2000年）306 064对，占整个贸易关系的15.56%。
四、结论
以上使用“公司-产品”层面数据考察了中国进口贸易关系持续时间及其影响因素，分析发现：中国公司与各贸易伙伴之间的进口贸易关系持续时间短，大部分（80%）贸易关系仅能持续1～2年，很少（5%）的贸易关系能持续超过7年。这表明从“公司-产品”层面看，中国进口贸易关系是动态调整的：大量贸易关系结束的同时，不断产生新的贸易关系。进一步使用KM图形方法和COX比例风险模型实证分析发现：语言与贸易关系持续时间正相关，当贸易双方语言相同时，贸易关系结束可能性小，贸易关系持续时间长；初始交易额、产品交易额、GDP和人均GDP等四个因素与贸易关系持续时间正相关，其数值越大，贸易关系结束可能性越小，贸易关系持续时间越长；距离因素与贸易关系持续时间负相关，贸易伙伴距离越远，贸易关系结束可能性越大，贸易关系持续时间越短。
注释：
①
例如：从2001～2005年A公司都从B国进口第C种产品，但2006年A公司没从B国进口第C种产品，那么该贸易持续时间为5年。
②例如，从2001～2003年A公司都从B国进口第C种产品，2004年A公司没有从B国进口第C种产品，但在2005年A公司又开始从B国进口第C种产品。
参考文献：
[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.
[5]Rauch， J. and Watson， J.Starting small in an unfamiliar environment[J].International Journal of Industrial Organization， LVIII （21） ，2003，（3）：1021-1042.
贸易伪报下的资本外逃是一种隐蔽的非法行为，其规模难以直接测算。由于贸易伪报下的资本外逃是造成中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的重要原因，因此可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值入手，通过分析主要的可观测因素，进而间接测算出贸易伪报下资本外逃的规模。
(一)中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值
根据国际收支平衡表的编制原理和国际收支账户分析方法，中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值主要受以下5个因素的影响。
1．贸易双方的统计口径和方法不同。
统计口径和方法不同，如统计辖区不同、运输时滞不同以及再出口内涵不同①等，都会造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异。但由于统计口径和方法不同所产生的影响会相互抵消，其对双方贸易数据统计差异值的综合影响是有限的。
2．到岸价与离岸价的差别。
世界各国海关和统计机构通常以到岸价(CIF，货物价值包括从装运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算进口货物价值，同时以离岸价(FOB，货物价值不包括从转运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算出口货物价值。到岸价与离岸价之差主要由出口国(原产国)运送货物到进口国(目的国)的保险费和运输费构成，大概为离岸价的10%。
3．转口贸易及其增加值。
中国经转口国或地区转运到贸易伙伴的货物价值通常高于转口国或地区直接从中国进口时的货物价值，这是因为转运商为追逐利润而抬高了货物价格。这部分增加值没有计入中国的出口统计数据，但被计入了贸易伙伴的进口统计数据。
4．加工贸易增加值和走私。
加工贸易商品在出口后可能被中间商购买，经中间商再转卖给贸易伙伴，中间商为追逐利润的加价行为会使贸易伙伴的进口报关价格高于加工贸易商品的出口报关价格。由于没有足够信息用于判断被中间商购买和转卖的货物价值，因此很难量化中间商加价行为对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。同时，货物走私逃避了海关监管，这也会造成进出口双方贸易数据统计的差异，如走私的货物价值未记录在出口国的出口账户，却记录在进口国的进口账户上。
5．贸易伪报。
贸易伪报是不法分子故意在进出口的货物价值上弄虚作假，以达到掩盖非法资本流出或流入的目的。贸易伪报可分为出口伪报和进口伪报。出口伪报，即出口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括出口低报和出口高报。出口低报是由出口商开出低于出口货物实际价值的发票，进口商将发票金额与实际货物价值的差额存入出口商在国外的账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;出口高报是出口商以高于出口货物实际价值的发票向本国海关申报，其目的是绕过资本项目监管，使国外资本非法流入国内。进口伪报，即进口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括进口高报和进口低报。进口高报是国外供货商开出高于进口货物实际价值的发票，国内进口商向货币当局申请的用汇高于实际用汇，其差额就存入了进口商的国外账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;进口低报是指进口商向海关申报的进口货物价值低于实际货物价值，使本应汇至境外的贸易结算资金滞留国内，其目的是绕过资本项目管制，使国外资本非法流入国内。上述5个因素是造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异的主要原因。统计口径和方法不同以及加工贸易增加值和走私的影响虽然难以测算，但这些因素所产生的影响会彼此抵消，其综合影响有限，甚至可以忽略不计。到岸价和离岸价的差别可按照国际惯例将其换算成统一的计价方式。转口贸易及其增加值的影响也可根据中国与转口国或地区的转口贸易数据进行估计。贸易伪报是一种隐蔽的非法行为，其影响很难直接测算，但可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值中剔除主要的可观测因素后进行间接测算。值得注意的是，贸易伪报下会同时产生资本外逃和资本非法流入。出于研究目的，本文剔除资本非法流入的影响，以出口低报导致的资本外逃与进口高报导致的资本外逃之和，对贸易伪报下资本外逃的规模进行测算。
(二)贸易伪报下资本外逃规模的测算模型
基于以上分析，在对中国与贸易伙伴进出口贸易数据，特别是转口贸易数据进行CIF/FOB转换①和相应调整后，先计算出中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值;然后再从统计差异值中剔除资本非法流入的影响，就能计算出中国出口低报导致的资本外逃和进口高报导致的资本外逃，两者之和即为贸易伪报下资本外逃的规模测算值。1．出口低报导致的资本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit为中国与贸易伙伴i在t年出口项下的贸易数据统计差异值;PIit为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;Ci为贸易伙伴i与中国进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(2)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔVit为中国在t年经转口国或地区转出口到贸易伙伴i的转口贸易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;DEit为中国在t年对贸易伙伴i出口的货物价值。式(1)中，MEit＞0，说明中国不法分子低报出口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国出口低报导致资本外逃的规模测算值;MEit＜0，说明中国不法分子高报出口货物价值，其加总就是一定时期内中国出口高报导致资本非法流入的规模测算值;MEit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国出口低报导致资本外逃的规模测算值为：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．进口高报导致的资本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit为中国与贸易伙伴i在t年进口项下的贸易数据统计差异值;DIit为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;Ci为中国与贸易伙伴i进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(CIF/FOB)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔV''''it为贸易伙伴i在t年经转口国或地区转出口到中国的转口贸易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;PEit为贸易伙伴i在t年对中国出口的货物价值。式(3)中，MIit＞0，说明中国不法分子高报进口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国进口高报导致资本外逃的规模测算值;MIit＜0，说明中国不法分子低报进口货物价值，其加总就是一定时期内中国进口低报导致资本非法流入的规模测算值;MIit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国进口高报导致资本外逃的规模测算值为:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)综上，中国贸易伪报下资本外逃规模的测算值(TCF)等于出口低报导致资本外逃的规模测算值(CFE)加上进口高报导致资本外逃的规模测算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、样本选择与处理
在具体测算中国贸易伪报下资本外逃的规模时，需要对理论模型中的相关变量及其样本数据进行选择和处理，以提高所做测算的合理性和精确度。
1．样本期为2001—2011年。
2001年加入世界贸易组织后，中国实行了一系列关税减让措施，相继落实了各项改革承诺，中国与海外国家或地区的贸易往来日益频繁，这为贸易伪报下资本外逃提供了较多的渠道和机会。从样本数据的可得性和质量考虑，2001—2011年的样本数据是由加入世界贸易组织后国内外一些权威统计机构提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度样本数据是齐备的。因此，本文选取2001—2011年作为样本期，样本数据为年度数据。
2．以香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方。
香港是著名国际自由港。一方面，中国内地是香港转口货物最重要的来源地，2001—2011年香港转口货物中，原产地为中国内地的货物价值为19541亿美元，占转口货物价值的62%;中国内地也是香港转口货物的重要目的地，同时期香港转口货物中，转口目的地为中国内地的货物价值为15219亿美元，占转口货物价值的48%。另一方面，香港统计和公布的转口贸易数据比较详实，包括中国转口到贸易伙伴的贸易数据和贸易伙伴转口到中国的贸易数据。可以认为，选择香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方较为合理。
3．对转口贸易样本数据的处理。
为消除香港转口贸易对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响，就需要知道香港转口贸易具体的转口目的地。因为现有样本数据只包含中国内地通过香港转口到贸易伙伴的整体货物价值，以及贸易伙伴通过香港转口到中国内地的整体货物价值，并没有细分到具体国家或地区的转口货物价值，所以本文首先计算中国内地通过香港转口到贸易伙伴的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔVit)和贸易伙伴通过香港转口到中国内地的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后将它们从中国与贸易伙伴贸易数据统计的总体差异值中扣除，以消除转口贸易及其增加值对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。另外，考虑到香港转口的到岸价与离岸价的差别，本文借鉴相关文献，特别是杨汝岱(2008)所做的研究，将中国到香港的CIF/FOB转换系数Ca和贸易伙伴到香港的CIF/FOB转换系数C''''a均按104%进行计量。香港转口贸易的整体增值率为［转口额－(进口额－留港自用)］/(进口额－留港自用)，根据经济学家进行的估算，中国内地转口贸易增值率比香港转口贸易整体增值率约高出10%，贸易伙伴经过香港转出口到中国内地的转口贸易增值率按香港转口贸易整体增值率计算。香港转口贸易整体增值率和香港转口贸易增加值的测算结果见表1。4．主要贸易伙伴国或地区的选择。由于贸易伙伴国或地区的选择对最终测算结果有较大影响，为测算中国贸易伪报下资本外逃的规模，本文需分析中国与贸易伙伴的进出口统计数据，并计算两者之间的统计差异。本文在选择贸易伙伴国或地区时遵循两个原则:一是选择经济比较发达的国家或地区，因为它们的市场化程度高、资本管制少、统计数据也齐备;二是选择与中国贸易往来比较密切的国家或地区，因为它们与中国进出口贸易的货物价值占中国全部进出口货物价值的比重大，以此测算贸易伪报下资本外逃规模的结果就更加准确。基于这样的认识，本文选取美国、日本、德国、荷兰、法国、意大利、加拿大、西班牙、英国、香港、韩国、新加坡、台湾、印度尼西亚、印度、俄罗斯、马来西亚、澳大利亚、泰国、比利时、丹麦、芬兰、澳门、越南、波兰、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿马和智利等32个国家或地区的样本数据。样本期内，这些国家或地区在样本期内从中国进口的货物价值平均占中国全部出口货物价值的87%，其向中国出口的货物价值平均占中国全部进口货物价值的80%(表2)。
三、测算结果及其说明
关键词：进口贸易；固定效应模型；企业就业
中图分类号：F752.6 文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文献述评
长期以来，就业问题一直是经济社会发展所关注的重点问题，伴随着近年来中国人口红利的逐步消退，劳动力市场突显“用工荒”与“就业难”并存的结构性失衡现象，探究劳动力需求和结构扭曲等问题的解决途径成为相关研究领域的热点话题。在促进和改善就业问题的研究中，对外贸易始终扮演着重要的角色，而现有大量理论与经验研究均系统分析了出口贸易对于国内就业规模和结构改善的促进作用，分别从国家、行业、企业及个体等层面论证了出口、贸易自由化等对于就业增长的作用机制（周申等，2007；盛斌和马涛，2008；Brown，2012等）指出出口贸易增加了不同职业的劳动需求，有利于促进就业增长及技能和性别结构的改善，且随着贸易自由化程度的提高，贸易自由化可以通过拉动经济增长有效促进服务业与农业部门的就业增长加快，在少数基于企业层面数据、研究企业就业变化的文献中，梁永强（2010）发现企业层面FDI流入对就业水平促进作用并不明显；戴觅等（2013）利用企业数据研究汇率变动对中国制造业就业的影响，发现人民币汇率变动会通过出口收益渠道和进口成本渠道影响就业水平；席艳乐等（2015a，2015b）分别利用关税数据与投入产出表数据，研究企业就业的二元边际及企业劳动力需求弹性的变动，发现贸易自由化促使了低生产率企业的就业损失和高生产率企业的就业创造。
然而美中不足的是，已有研究大多着眼于出口贸易层面，对于进口贸易的相关探讨略显不足。事实上，作为影响就业问题的一个重要方面，进口对就业的贡献和重要意义同样是功不可没。加入WTO以来中国进口贸易迅猛发展、规模不断扩大，进口贸易总额13年内从2千亿美元增长到1.95万亿美元，占据了贸易总量的45.6%。同时，随着进口贸易的迅猛发展和国际垂直化分工的深化，中间投入品进口占比亦呈上升趋势。虽然现有文献在研究方法和研究视角方面予本文以较多的启示和借鉴，但是有关于进口贸易与就业关系的探讨、基于企业异质性假说细化到企业层面的相关研究更为匮乏，并且缺少对进口贸易的种类、规模、强度以及企业就业数量的多层次、多维度划分，进而也缺乏针对进口贸易作用于企业就业的系统研究。
基于上述理论与现实背景，本文立足于2000-2006年的中国企业面板数据，采用面板固定效应（Fixed Effects，FE）模型，系统研究企业是否进口及其进口规模、产品种类、进口来源国等异质性特征对于就业增长的影响，最终结合实证结论，为更进一步改善就业、促进贸易政策的调整与改善提出相关对策建议。总体而言，相较于现有文献，本文在拓展研究视角及方法改进方面有了一定进步，首次将进口贸易与企业就业结合起来，基于贸易强度、贸易伙伴国特征等一系列进口差异化特征的拓展分析，对于更进一步分析进口影响企业就业的作用机理分析更为明朗，综合运用综合固定效应模型的估计也使得本文的研究结论更为稳健可靠。
二、计量模型与方法
本文主要参考戴觅等（2013）的研究思路，构造本文的计量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）
其中，因变量EMPit为企业i在时期t的就业增长率，反映企业就业规模的变动情况，根据企业在特定时期的雇员人数的对数差分得到；自变量Impit为企业是否进口的二值变量，取值为1则该年实施了进口，可揭示进口贸易行为对企业就业增长的作用方向，反之为0；为衡量部分企业在参与进口贸易的同时所采取的出口行为是否对其就业产生了显著影响，本文引入是否出口的虚拟变量，取值为1时表示该企业既被观测到了进动，又有出口行为，反之为0。Xit中包括了企业在贸易强度、进口产品种类、进口来源国数量以及进口贸易伙伴国等方面的特征，产品种类根据细分的HS-6位产品编码进行划分得到，进口来源国数量基于细分产品层面上的贸易特征统计得到；Yit囊括了企业层面其他影响就业规模的指标，如企业年龄、平均工资、企业规模、人均工业增加值等，其中规模指标即为企业的人均产出，μit为随机干扰项。
具体地，本文在后续实证分析中使用混合面板OLS、面板固定效应以及面板随机效应三种模型对上式进行估计，最终根据Hausman检验结果选择最优的估计方法。
三、数据来源与描述性统计
本文采用的数据均源自中国工业企业数据库与中国海关统计数据库匹配后的数据样本，企业特征方面的指标由中国工业企业数据库提供，企业贸易活动相关特征源于中国海关统计数据库，贸易伙伴国收入水平的划分源自世界银行数据库。本文采用两个大型数据库相匹配之后得到的嵌套面板数据，具体匹配方法参照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企业“电话号码+邮编”、企业名称两种方法相结合的匹配法，最终得到时间跨度为7年、囊括158478家企业、447932个样本的数据集。
表1列示了主要变量的描述性统计特征，较大的企业就业规模充分表明了企业作为吸纳就业主体的重要作用。而企业平均年龄在十年左右，人均工资接近一千六百元，企业产出规模和人均增加值、全要素生产率指标表明了企业整体的绩效状况，且企业平均进口2种产品，企业进口来源国最多达六十三个，但进口额占企业销售额的比重相对较低。与此同时，本文也可通过各种收入水平的国家的进口强度看出，中国的进口仍集中于中高收入国家，从低收入水平国家进口较少，进口贸易仍依赖于特定的市场。
四、实证分析结果
根据估计方程式（1），观察可知OLS方法、FE和RE方法下的系数显著性与符号大致相似，同时Hausman检验显示采用固定效模型进行估计的结果更优，因此本文主要报告双向固定效应结果下的实证结论。
表2为通过逐渐增加回归变量进行分析的结果。具体地，第一列直观考察了进口对异质性企业就业的影响，企业参与进口贸易的行为能够显著促进企业就业增长，相比不进口的企业能够有4%左右的就业增长，这与其是否参与出口的特征相类似。与此同时，企业特征方面可以看出，企业年龄越大、经营时间越长，便能够拥有越稳定的企业表现和绩效状况，从而促使就业规模缓慢扩大；生产率更高的企业通常在贸易活动中变现越为突出，也有着显著为正的就业效应；而工资与就业、人均增加值与就业之间显著的负相关关系，说明就业规模的扩张将会导致产出递减、真实工资降低，反之亦然。
更进一步，仅考虑“贸易状态”是远远不够的，为了区别企业在贸易规模、贸易强度方面的特征，在第（2）列分析中纳入企业的进口强度等指标。结果表明，上述指标的显著性和数值均较少受到影响，一定程度上证明了本文选择固定效应模型的无偏有效性。进口来源国的数量与就业增长之间呈现显著的正相关关系，或许因为企业执行“市场多元化”战略之后，更多的产品进口来源国能够显著降低对特定国家产品进口的依赖性，从而降低和分散企业受到国际市场的冲击如汇率变动、贸易政策改变等风险而引致的就业波动，促进企业就业增长；而进口产品种类的增多能够促进就业增加，说明企业产品生产选择的多元化，体现了企业参与国际生产与分工的程度的不断加深以及企业在全球价值链环节中的重要性的提升；企业进口强度与企业就业增长呈现显著的负相关，这可能是伴随着当前产品内分工贸易的深化发展，进口强度尤其是进口中间投入品强度的提升将会一定程度上加深企业对于国际市场的依赖程度，从而加大其对于企业的劳动力需求变动及应对市场变化的影响，最终多种因素的综合作用导致进口强度削弱了企业的就业增长。
表2 面板固定效应模型估计结果
此外，收入水平是影响双边贸易成本的重要因素之一，鉴于进口贸易企业对于国际市场的依赖程度较大，因而对于贸易伙伴国收入水平、汇率变动风险等因素较为敏感，因而本文第（3）列引入贸易强度和贸易伙伴国收入水平划分的一系列特征，结果显示：中国从中高等收入水平国家的进口对就业增长产生了显著的抑制效果，而低收入水平国家的进口对就业的影响不显著。其他因素不变的情况下，中高收入水平国家显著为负，这可能是因为当前中国尚处于全球价值链分工的中低端环节，而贸易伙伴中基于中高收入水平国家的进口将会对国内市场产生显著的替代效应，从而减少相对劳动需求、抑制就业增长。伴随开放经济条件下中国贸易伙伴分布范围的扩大、对特定市场依赖程度的降低，同时更多“南南合作”的展开，必将对企业国际市场开拓和经营水平的提升产生重要影响。最后，列（4）为本文所进行的稳健性检验。观察可知，综合考虑各种影响因素和作用渠道之后，借鉴多数文献的做法，基于关键变量替换的视角，进行回归检验，结果发现所有指标的符号和显著性均与初始结果保持了一致性，论证了本文实证分析的稳健可靠。
五、结论与对策建议
本文在企业异质性理论框架下，深层分析了进口贸易对企业就业的影响，发现参与进口贸易对企业的就业增长产生了显著的促进效应，且伴随着企业进口产品种类与市场的多元化，这种促进效应仍显著存在。同时，相较于不参与贸易的企业，进口企业的一系列绩效状况也对就业产生了显著影响，而参与进口的同时兼有出口行为也能够推动企业就业的增长。而基于贸易伙伴国的拓展指出，从中高收入水平国家进口的替代效应对于企业就业产生了一定的抑制效应，而从低收入国家的进口强度的大小对企业就业的影响并不明显。
综上所述，基于双向固定效应模型的经验分析具有重要的理论与现实意义，同时也为宏观贸易政策的制定与调整指出了方向。一方面，“稳出口、促进口”政策的实施，显然为促进企业参与进口贸易、充分发挥进口对于就业和经济增长的贡献打开了一扇门，从稳定就业的角度来看，把握进出口贸易的平衡点仍会是未来中长期政策调整的方向和重点所在。另一方面，本文有关于企业结构、企业年龄、企业参与进口贸易对就业的差异化影响，也为企业未来的发展提供了可供参考的借鉴，有助于企业自身的创新水平和管理能力的提升、管理机制的完善，同时也为企业实现稳定持续经营提供了思路。与此同时，对于企业在进口贸易活动中进口产品种类、贸易伙伴数以及如何选择贸易伙伴等问题，本文也从微观视角提供了可供参考的借鉴，企业更应重视贸易结构的调整与优化。
参考文献：
[1] 盛 斌，马 涛.中间产品贸易对中国劳动力需求变化的影响：基于工业部门动态面板数据的分析[J].世界经济，2008（3）：12-20.
[2] 喻美辞.工业品贸易对中国工业行业人口就业的影响――基于34个工业行业面板数据的实证分析[J].中国人口科学，2008（4）：22-29.
[3] 戴 觅，徐建炜，施炳展.人民币汇率冲击与制造业就业――来自企业数据的经验证据[J].管理世界，2013（11）：14-27.
关键词:进口贸易;技术溢出;技术进步
中图分类号:F740
文献标识码:A 文章编号:1002-0594(2010)11-0010-05 收稿日期:2010-06-10
产品是技术的载体,产品进口会使得所体现的技术在进口国发生外溢,开放经济条件下,通过国际贸易的技术溢出是一国实现技术进步和经济增长的重要条件。在当前全球贸易迅猛发展的条件下,进口贸易的技术进步效应开始引起学者们极大的研究兴趣,国内外学者从不同视角研究了进口贸易的技术进步效应,涌现出大量的研究成果,本文首先对相关研究进行系统的梳理,然后简单地加以评述,并指出进一步研究的方向。
一、进口贸易影响技术进步的理论基础及作用机制
(一)理论基础
新贸易理论、内生增长理论、异质性企业贸易理论的发展为动态贸易利益的量化研究提供了可能,为进口贸易技术进步效应的研究奠定了理论基础。以Krugman(1979)为代表的新贸易理论学家放松了传统贸易理论完全竞争、产品同质、收益不变等强假设条件,将规模经济、产品种类、技术转移等因素引入到贸易理论分析框架之中,将贸易理论的发展推进到新的阶段,构成了国际贸易与技术进步关系研究的理论基点。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等学者将内生增长理论模型加以拓展,在开放经济增长模型中引入了投入品种类、产品质量等变量,考察贸易对于经济增长的影响,分析了国际贸易在技术转移、模仿和创新中的作用,为增长理论与贸易理论的融合奠定了基础,成为进口贸易技术进步效应研究的主要理论基础。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的异质性企业贸易模型研究表明,开放条件下生产率异质企业对于外部竞争压力的不同反应对行业生产率的变动产生重要影响,这为进口竞争的技术进步效应的研究提供了重要的理论框架。
(二)作用机制
为了实证分析进口贸易的技术进步效应,许多学者对上述基础理论模型从不同层面进行了拓展,具体地解释了进口贸易影响技术进步的内在机制。
Coe与Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基础上,利川进口份额作为权数衡量了国外研发对于本国TFP增长的贡献,为衡量和测度国外技术溢出对进口国技术进步影响的研究提供了理论和方法上的借鉴。Connolly(1997)发展了一个内生增长模型,从理论上证明进口贸易对模仿进而是技术扩散产生的正向影响,发展中国家可以从中获得静态和动态贸易利益。贸易通过降低南方国家的模仿成本,产生重要的技术扩散效应,促进南方模仿国的增长,因为贸易可使南方模仿者廉价地获得关于北方创新者新产品的知识,而进口种类和数量的增加提高了成功模仿的概率,会对南方模仿产生正的影响。南方国家销售进口产品,提供售后服务,会增加对于进口产品技术知识的了解,降低对这些产品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同时,贸易开放还会通过对国内企业带来的竞争效应,影响企业的模仿行为和国内企业数目,进口贸易降低了模仿者了解国内市场需求的成本,保证了有效率模仿的实现。Connolly(1999)在一个南北贸易的质量模型中,在创新和模仿过程融入了学中学(learning-to-learn)的概念。他认为,学中学(learning-to-learn)不同于干中学(learning-by-doing),因为学中学获得的技术更具有一般性,因而可应用于不同类型的研究,而不是仅仅限于特定所学任务。当一个企业成功模仿了质量越来越高的特定种类产品时,他将获得产品工程中的知识,并且改善它,因此模仿不仅使得企业在未来的模仿中更有利,而且提高了企业独自成功发明更高质量水平产品的可能性。
Keller(2001)认为通过与国内外企业相互作用的学习是促进生产率增长的重要方式。国内发明的效率随一国知识存量的递增而递增,它与国内所知的产品设计的数量是成比例的,通过增加国内知识存量,国际溢出提高了国内发明活动的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)扩展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企业异质性国际贸易模型,把理论模型分析与实证检验有机结合在了一起,认为贸易的开放导致了竞争效应,在更大的国外竞争和更多的进口产品的压力下,国内企业的利润会下降,异质性企业中生产率水平较低的企业会退出市场,只有技术水平较高的企业才可以适应市场竞争,并且会在竞争中增加市场上所占的份额,这样产业的平均生产率水平也会上升。
理论模型的构建为实证研究的深入发展奠定了基础,基础理论模型的拓展把理论研究和实证研究紧密联系在一起,深刻地揭示了进口贸易影响进口国技术进步的内在机制,进口贸易可以通过进口贸易总量、进口贸易模式和进口产品的竞争效应对技术进步产生重要的影响。
二、进口贸易总量的技术进步效应
(一)国家层面进口总量的技术进步效应
Coe、Helpmanfl995,以下简称“CH”)利用21个OECD国家和以色列1971～1990年间的面板数据,考察了贸易伙伴国的R&D资本存量通过进口贸易的传导机制对进口国技术进步的影响,发现国内外研发资本存量都会对全要素生产率产生重要影响,一国进口占GDP比重越大,国外研发资本存量对国内生产率的影响越强,开放度高的经济比开放度低的经济从国外研发中获益要大。方希桦、包群、赖明勇(2004)使用CH的方法计算了中国主要贸易伙伴国的研发资本存量,实证分析发现通过进口的技术溢出对中国技术进步具有显著的促进作用。
许多学者以CH模型中的数据为基础,利用新的方法进行了拓展研究,得出了与CH相似的结论。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)认为CH(1995)模型中计算国外研发资本存量的赋权方法存在汇总上的偏误,因而提供了一个理论上产生更少偏误和更好实证结果的赋权方法,在修正了指数偏差的基础上,分析了国外研发的产出弹性对于一国贸易开放度的依赖,研究证明一国贸易越开放,该国从国外研发中获益越大。喻美辞、喻春娇(2006)利用LP方法计算了相对于中国的国外R&D资本存量,并将人力资本因素引入到进口贸易技术溢出的计量模型,证明通过进口贸易的技术溢出促进了中国全要素生产率的提高。Keller(1997)也质疑CH
(1995)的赋权方法,而采用随机赋权方法计算了国外知识资本存量,同样得出了与CH模型相似的结论。但是Coe、Hoffmaister(1999)认为Keller(1997)的随机赋权实际上是带有随机误差的简单加权平均,这种随机赋权只会得到一个随机变量,它和生产率之间是不存在联系,他们利用替代的赋权方法作为双边进口份额回归证明,随机创造的贸易模式并不能产生国际研发溢出的估测。
鉴于上述学者研究中使用普通最小二乘方法中可能出现的伪回归,有学者根据CH研究的数据,利用面板协整方法重新考察了进口的技术溢出对进口国生产率的影响。实证结果发现,通过进口的研发溢出效应要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么与全要素生产率之间不存在长期协整关系(Funk,2001),因此,他们认为之前对于进口贸易技术进步效应的研究高估了进口的作用,但是忽略了其它传播机制的作用。
Altair and Cieeone(2004)测度了贸易的实际开放度对国家间全要素生产率的影响,发现进口和出口加总的贸易开放度是一国全要素增长的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)区分了知识的性质,认为通过发达国家的研发生产的知识能够通过贸易溢出到其他国家,利用21个OECD国家1975～1990年的面板数据集中考察了进口作为技术传播途径的作用,发现无论国外的知识是公共还是私人的,进口的技术进步效应都非常显著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通过引人间接与贸易相关的研发溢出的概念扩展了CH的分析,认为与贸易间接相关的研发溢出也会在国家之间发生,他们利用114个国家的向量矩阵实证研究发现,国外研发的间接流量要远高于直接流量,间接流量对于TFP的贡献要远高于直接流量的贡献,并且全部(直接加间接)国外研发流量明显地要比国外直接研发流量要稳定。由于间接效应的存在,双边贸易相对来说并非国外研发通过贸易溢出的重要决定因素,这调和了CH(1995)与Keller(1997)的结论,但也提供了贸易作为国际知识传播机制重要性的支持。
Madsen(2007)使用16个OECD国家1870～2004年间技术进口和全要素生产率的新数据库,验证了知识是否通过贸易渠道发生了转移。实证估计表明,在过去135年中通过贸易发生的知识转移始终非常重要,TFP与知识进口之间存在很强的关系,在过去一个世纪中93%的TFP增长要归于知识的进口,知识的外溢是1870～2004年间OECD国家TFP收敛的重要影响因素,通过贸易的国际技术外溢是OECD国家TFP增长的重要贡献因素,有助于OECD国家TFP的收敛。
(二)企业和产业层面进口总量的技术进步效应
企业和产业层面的实证研究证明,进口和技术进步之间存在较强的正相关关系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亚制造业的详细面板数据,证明供给进口密集部门的企业比其它企业具有更高的生产率,进口是国际技术转移的推动因素,与国外厂商的垂直供应联系是进口推动技术转移发生的渠道,这从企业层面证明进口是促进技术进步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技术转移和进口联系起来,利用17个工业化国家1973～2002年的详细数据实证分析发现,进口是技术转移的一个主要渠道,国际技术转移对于生产率的贡献常常超过了国内研发的贡献。
李小平、朱钟棣(2006)总结了国外学者计算R&D存量的六种方法,并用这些方法分别计算了同外R&D存量通过进口贸易对中国工业行业技术进步的影响,虽然不同的实证方法所得出的结论不近相同,但基本上肯定了产业层面进口贸易技术进步效应为正的结果。李小平、卢现祥、朱钟棣(2008)利用DEA方法进一步研究了中国工业行业生产率的增长,发现进口是技术进步的重要原因,但是出口促进技术进步的作用并不明显。
三、进口贸易模式的技术进步效应
(一)资本品进口的技术进步效应
与CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77个发展中国家1971～1990年的数据,研究了这些国家通过机械设备进口从工业化国家的研发中获益的程度,结果显示,国外研发资本存量的知识通过机械设备进口能够影响到发展中国家的生产率,国外研发资本存量越大,对于来自工业化国家机器和设备进口越开放,本国劳动力的教育水平越高,该发展中国家的全要素生产率也就越高,而总进口中许多消费品和服务的进口对于生产率并没有影响,国外知识存量只是通过机器设备的进口影响了发展中国家的生产率。
Connolly(1999)考察了国内外创新对于实际人均GDP增长的贡献,发现来自发达国家的高技术产品的进口在国际技术扩散中作用的证据,国内模仿和创新对发达国家先进技术进口存在持续的正依赖性,来自发达国家的技术对于人均GDP增长的贡献要高于国内创新的贡献。Xu、Wang(1999)认为资本品比非资本品拥有更高的技术含量,因资本品贸易是国际技术溢出的重要渠道。他们考察了资本品贸易作为国际研发溢出渠道的重要性,估测结果表明,在G7国家中,研发投资大约一半的收益溢出到了其它OECD国家,其中大约一半的溢出是通过资本品外溢渠道发生的,资本品衡量的研发溢出变量统计上是显著的,比总进口衡量的溢“{变量更多解释了国家间生产率的差异。Eaton、Korlum(2001)也认为国际贸易可以把技术进步的好处传递过国界,他们通过研究世界生产和资本品的贸易,评估了这一机制的重要性,证实一国的生产牢取决于该国对国外资本品的可获得性以及该国使用资本品的意愿和能力。
(二)中间品进口的技术进步效应
Keller(1997)引入一个研发驱动的增长模型,技术通过体现在不同中间产品的贸易传递到国内其它部门和国外部门,他使用来自8个OECDI业国1970～1991年13个制造业的数据研究发现,在同一行业中,国际贸易是国外技术传播的一个重要途径。随后使用相同的数据,Keller(1999;2000)量化分析了贸易模式在决定技术流量中的重要性,发现一国的进口模式会影响到一国的生产率,如果一国主要从技术领先国进口,该国获得的体现在中间产品上的技术将高于主要从技术跟随者进口的所得,与进口模式相关的技术进口的差异解释了这些国家生产率增长上20%的差异。Hakura、Jaumotte(1999)利用87个国家1970～1993年的数据,在区分产业内贸易和产业间贸易对于技术转移影响的基础上,考察了贸易在技术从工业化国家向发展中国家溢出中的作用,证明产业内贸易能够比产业间贸易更多地促进技术转移。
Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年间制造业的普查数据,估测了贸易自由化对于企业生产率的影响,他们区分了源自最终产品关税降低的生产率增长与源自中间投入品关税降低的生产率增长,研究结果表明,生产率的增长主要源于投入品关税的降低。Topalova(2007)利用制造业部门企业层面的面板数据,考察了印度20世纪90年代早期的贸易改革对企业生产率的影响,发现中间品关税的下降导致的生产率增长远高于最终品关税下降产生的影响。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造业企业的面板数据估测了国外中间品的进口对于企业生产率的影响,发现国外中间产品的进口提高了生产率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年问匈牙利制造业企业产品层面的进口数据估测了一个生产者结构模型,研究显示,进口的技术进步效应在统计上与经济上都是显著的,进口解释了匈牙利90年代总体全要素生产率增长的30%。
(三)对贸易模式技术进步效应的质疑
对于贸易模式与技术溢出、技术进步的关系,也存在一些不同的认识。Funk(2001)使用面板协整技术考察了贸易模式与国际研发投入溢出间的关系,没有发现支持进口模式与研发溢出之间关系的证据,因此认为,先前的研究可能高估了进口投入品在国际研发溢出中的作用,却低估了其它传播途径的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)对与贸易相关的间接技术溢出效应存在的研究,似乎也证明双边贸易模式并非国外研发通过贸易溢出的决定因素,一国外部研发溢出流量对于贸易模式的依赖可能是很低的。
四、进口竞争的技术进步效应
进口竞争的技术进步效应早已引起学者们的注意,但是受传统贸易理论严格假设的束缚和统计数据可得性的限制,这方面理论和实证研究的进展相对缓慢。随着企业层面统计数据可得性的提高和异质性企业贸易理论的开创性进展,进口竞争的技术进步效应引起学者们极大的研究兴趣。
Bertschek(1995)利用德国80年代制造业企业的面板数据,分析了进口和内向型FDI对于国内企业创新活动的影响,发现进口和内向型FDI增加了国内竞争,降低了国内企业的盈利,对产品和过程创新产生了显著的积极影响。Lawrence、Weinstein(1999)通过对日本1964～1973年间进口贸易的研究发现,进口竞争是促进日本生产率提高的重要原因,并且进口竞争的作用要大于中间产品进口对于生产率的促进作用,更多竞争性产品的进口刺激了创新,向国外竞争对手潜在的学习是效率增长的主要渠道。
Pavcnik(2002)利用企业水平面板数据实证考察了智利贸易自由化对于企业生产率的影响,发现企业内生产率的进步要归于进口竞争部门中的贸易自南化,总的生产率进步源自资源从低效率生产者向高效率生产者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造业企业的面板数据研究了贸易自由化对于企业生产率演进的影响,发现进口产品和中间投入品关税变动与生产率的变动之间存在负相关关系,表明贸易自由化后,竞争的增加和可获得的体现更高技术的中间品进口促进了生产率的提高。Topalova(2007)的研究表明,进口关税的下降增加了国内竞争,导致了产业生产率的提高。
Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27个新兴市场经济的数据,估测了来自国外的竞争、与国外企业的垂直联系以及国际贸易对国内企业几种创新的影响,发现有很强的证据表明国外竞争和创新之间存在正向的关系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用欧盟1989～1999年间制造业的详细数据研究发现,进口竞争的技术进步效应在短期和长期中存在着很大的区别。短期内贸易开放具有促进竞争的效应,由于进口竞争的增加,无效率的企业退出市场,产业中产品平均成本降低、生产率出现上升。但是长期来看,当竞争力更弱的经济体也开始出口时,这些效应会逐渐减弱甚至会逆转,虽然增加的贸易对欧盟的生产率产生了显著的影响,但是这种影响是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年间工业化国家的样本数据研究发现,长期内进口自由化通过选择效应降低了本国产业内的生产率。
对于进口贸易技术进步效应的研究,以上我们按照进口总量、进口模式和进口竞争几个维度进行了系统梳理,但是必须指出的是,这三种机制并非各自独立地发挥对进口国技术进步的影响,它们分别都是从进口贸易的一个侧面反映出进口贸易可能对技术进步带来的影响,对于一国整体进口来说,三种机制都在共同发挥着对于技术进步的影响。
五、结语
进口与技术进步关系研究隶属于动态贸易利益研究的范畴,是对贸易影响经济增长机制研究的深化与发展。国内外理论和实证研究的成果证实了进口贸易与技术进步之间的内生关系,进口是影响一国技术进步和经济增长的重要因素,这深化并丰富了我们对于进口与经济增长关系的研究和认识,有力证明了自由贸易所蕴藏的巨大动态利益,为发展中国家贸易政策的制定提供了一定的指导和借鉴。
目前,对于进口与我国技术进步关系的研究相对来说还不够充分,不够深入,主要还是停留在进口产品总量上的研究,缺少对进口贸易模式、进口竞争技术进步效应的研究,因而对进口与我国技术进步的认识还不够全面。我们认为未来对于进口与技术进步关系的研究应当考虑一些忽略的变量可能产生的影响,深化对于新的机制的研究,同时对于我国进口贸易与技术进步的关系应当进行更加全面系统的深入研究。
参考文献:
方希桦,包群,赖明勇2004,国际技术溢出:基于进口传导机制的实证研究[J]l中国软科学(7)
李小平,卢现祥,朱钟棣,2008,国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长[J],经济学(季刊)(2)
李小平,朱钟棣,2006,国际贸易、R&D溢出和生产率增长[J]经济研究(2)
模型建立
影响进出口贸易的因素有很多种，本文就人民币汇率对上海市进出口贸易影响进行实证分析，即研究人民币汇率因素的影响。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示进口(或出口)占进出口总额，G表示人民币汇率波动幅度，ε表示其他因素带来的误差，在此假设为常量。
变量选取
下文实证研究所采用的数据来自于上海市统计局官方网站，分析了2005—2011年我国人民币汇率、上海市进口额占进出口总额的比例和出口额占进出口总额比例。根据J曲线效应理论分析，因为2005—2008年处于J曲线效应，其具有时滞性，该区间数据不作为分析样本数据，故本文选取了2008年上海市的进出口数据值为样本初始值，样本长度为2008—2011年上海市进出口额数据(数据略)。
数据处理
为检验汇率波动的幅度对上海市进口额、出口额占进出口总额的比例是否存在直接影响，下文运用统计学基本原理，对进口额、出口额和进出口总额进行处理。随着2005年的汇率改革，人民币逐年升值，同时，由于J效应理论的时滞问题，汇率的变动对进出口贸易的影响从2008年开始逐步显现，由上表数据分析得到，随着人民币汇率上升，上海市进口贸易占进出口总额比重也逐年增大。(1)人民币汇率变动与上海市进口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市进口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市进口贸易额占进出口总额的比例从2008年47.429%到2011年的52.014%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在正相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图1)和函数如下:函数方程式为:E=3.7762G－0.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为3.7762，常数项为－0.0532，函数呈现正相关，所以人民币升值幅度与上海市进口贸易额占进出口总额比例成正比关系。(2)人民币汇率变动与上海市出口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市出口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市出口贸易额占进出口总额的比例从2008年52.571%到2011年的47.959%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在负相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图2)和函数如下:函数方程式为:E=－3.7762G+1.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为－3.7762，常数项为1.0532，函数呈负相关，所以人民币升值幅度与上海市出口额占进出口总额比例成负比关系。
1．变量和数据的选取影响进口贸易主要有以下因素（表1）：①人均GDP。该因素与人口有高度相关性，而且有的文献检验结果并不是非常理想，其实对于安徽省来说，进口贸易如果只是发生在特定产业，那么计算经济规模时引入人口是不合理的，但是安徽省作为一个省份，单纯仅用GDP同其他国家比较更是不现实的，所以本文依旧选取人均GDP作为指标。②消费。以2011年为例，安徽省进口食品及主要供食用的活动物和饮料及烟类总额27755万美元，占总进口的1．94％，该数据说明两个问题：安徽省进口贸易不是以消费为主，消费可能不是进口的动力因素；进口既然不是用于广大的消费，那么可能用于生产领域。③双边贸易成本。贸易成本分为销售成本、技术成本、关税成本，在实物贸易的方式下，贸易不可能达到没有成本，此外以往的研究并没有考虑多边阻力的影响，引入双边贸易成本，可以弥补这一计量缺憾。④出口贸易。安徽省作为发展中地区，进口原材料用于工业生产，最终为了出口。外商直接投资在理论上与进口贸易有间接影响，因为外商直接投资是按支出法核算国民经济的指标，在这里假设外商直接投资最终会以目标国进口的方式来收回资金。⑤汇率。本币对外币汇率降低，本币升值，不利于进口。⑥本地区的开放程度。理论上本地区越开放，进口额越大。本文的数据来源于2002—2012年安徽省统计数据，其中人均GDP采用GDP平价指数进行调整，进口来源国的人均GDP、各年的进口额、出口额来源于国际货币基金组织（IMF）的WorldEconomicOutlookDatabases（WEO）和中文版的世界银行网站，其中世界银行的“经济政策与外债”指标有各国经过购买力平价指数处理过的人均GDP。为了防止虚拟变量陷阱，对距离无量纲化处理，即用GDP数据对距离进行非线性处理，避免多重共线性。在选择出口、进口名义数据时，为了剔除汇率和价格波动的影响，采用GDP平减指数对名义数据进行处理得到实际数据。选择进口来源包括印度尼西亚、马来西亚、印度、日本、韩国、南非、德国、俄罗斯、巴西、智利、秘鲁、加拿大、美国、澳大利亚和中国香港15个国家和地区，这些国家和地区的进口额占到安徽省总进口额的81％以上，超过75％。计算得到各国家及地区双边贸易成本，前文阐述可贸易份额取值不影响双边贸易成本的测算，而且安徽省是生产大省，进口的货物多是实物而非服务，所以S取0．8是合适的。2．建立模型安徽省是一个工业发展处于起步阶段的省份，有许多不确定的影响因素，比如资源的浪费和低效率、政府政策影响、区位因素等都可能成为制约对外贸易的隐形成本，而且这些成本难以估量。随机模型可以很好地解决这类问题。为了数据处理方便，线性化引力模型的基本形式：lnMij，t＝lnF（βXij，t）＋ε（1）式中，ε是随机测量误差或者随机性因素，服从标准正态分布；Mij，t代表t年一国对另一国进口贸易总额；Xij，t代表t年贸易引力模型的参数设定，此为k×1阶向量。引入上述分析的影响因素，最终模型设定为：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnEXij，t＋β4lnCij，t＋β5lnDij，t＋β6lnFi，t＋β7lnht＋β8lndt＋ε（2）式中，Yi，t为t年安徽省和各个贸易伙伴人均GDP；EXij，t为t年出口；Cij，t为t年双边贸易成本；Dij，t为t年距离；Fi，t为t年外商直接投资；ht为t年的汇率；dt为t年的对外依存度，β0是与自变量无关的影响量，β1，β2，…β8为系数。
二、计量分析
采用eviews7．2中的pool模版处理随机效应模型，具体结果如下：1．模型分析通过序列图分析，单位根检验应该包含截距项和趋势项，通过level检测，在10％以及5％显著水平下，变量均未通过LLC以及IPS检验，进一步进行一阶差分检验，结果如表3所示。安徽省出口总量和外商直接投资没有通过单位根检验，因为此模型已经取对数做线性化处理，故不通过检验的变量可以直接舍去，模型变化为①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，变量均未通过IPS检验，同样使用一阶差分检验，变量通过单位根检验。根据上述检验结果，变量之间为同阶单整关系，接下来进行变量的协整检验，建立的模型形式为：有常数项和时间趋势，变量滞后阶数为1。协整检验的零假设为不存在协整关系。本文采用Pedrom检验、Kao检验、Johansen检验三种方法，对面板数据之间的协整关系进行检验。除了Panelv－Statistic统计量p值为：0．0860，在10％显著水平下才通过检验外，其余变量p值都接近于0。同时Granger检验中，p值均显著低于5％，所以解释变量是被解释变量的Granger原因。在以上分析基础上对面板数据进行计量分析，通过Hausman检验，得到p值为1．000，接受原假设，建立随机效应模型。2．回归结果解释在回归结果中，lnYj的系数为负，说明进口来源国家与地区经济越发达，越不会向安徽省出口。Lnh系数结果不显著，说明汇率对安徽省进口贸易影响甚微，因为安徽省与一些国家与地区有长期的合作关系，重点进口这类国家的可贸易物品，不开放的对外贸易环境使一部分国家不会向安徽出口；其次，安徽省的对外贸易受到政府调控的影响严重，进口主要集殊部门，这也佐证了前文安徽省进口物品用于消费不足2％的事实；最后，安徽省是内陆省份，运输不便，构成对进口贸易的限制。双边贸易成本LnC结果显著，而且符号为负，说明双边贸易成本成为制约安徽对外贸易发展的主要因素，安徽通往港口的运输成本决定了贸易的数量和质量，这是一种隐形消耗，众多的学者把这种成本看作价格的内生函数，如今把它们两者区分开，成为下一阶段研究的重点。
三、结论
关键词：对外贸易；经济增长；新常态
1中国经济增长与对外贸易间关系分析
1.1指标选择与数据处理
本文在研究过程中选择中国进口总额、出口总额、国内生产总值（GDP）作为研究对外贸易与经济增长的指标。本文数据选取区间为我国实施改革开放国策后的1980年至2014年的相关数据，数据来源为2014年中国统计年鉴、中经网统计数据库和Wind资讯。主要的操作过程为：借助Eviews软件的统计和计量功能，第一步,对进口总额、出口总额、国内生产总值这三个变量作变化趋势分析；第二步，对进口总额、出口总额、出口额、国内生产总值进行平稳性检验；第三步，对进口总额、出口总额、国内生产总值之间的影响关系进行协整分析与格兰杰因果关系检验。
1.2指标实证分析
1.2.1单位根检验。通过进行ADF检验可以对上述指标的单位根进行检验，不仅可以减少数据的误差，还能规避伪回归的出现，进而可以确保数据的平稳。ADF检验由以下三个模型组成：通过采用上述三个模型进行对采集的数据进行单位根检验，结果显示：本文选取的三个变量在0.95的置信水平下均为非平稳的。在5%的显著性水平下不存在单位根，即为一阶平稳的时间序列数据。1.2.2协整关系检验。通常地，变更间的协整关系可以通过EG检验得到。结合上述数据，采用该检验法，分别对出口总额与国内生产总值、进口总额与国内生产总值间的协整关系进行检验。结果显示：对外贸易出口总额、对外贸易进口总额与国内生产总值之间均长期稳定的协整关系，即进出口额对经济增长具有正向的促进作用。1.2.3Glanger果关系检验。进一步地，通过构建VAR模型、格兰杰因果关系检验、脉冲响应分析、方差分解等步骤，不仅可以更加准确的分析出对外贸易与经济增长的因果性影响，而且能够更加精确的测算出口贸易比进口贸易对国内生产总值的促进作用更显著。
2研究结论
结合统计数据，通过单位根检验、协整分析、格兰杰因果关系检验等实证过程，可以得出如下结论：在较短年份时期内，中国经济增长的格兰杰原因是对外贸易（出口和进口）；在较长的年份期间，出口贸易和进口贸易均与中国经济的增长保护稳定的协整关系。进一步地对协整方程进行分析，结果显示出口贸易和进口贸易均促进了中国经济的迅速增长，但是进口贸易的作用更为显著。这与《世界发展报告》中披露的研究结果是一致的,各个国家或地区的经济增长既依赖于对外贸易,而对外贸易的发达程度又取决于经济增长。二者相互作用，彼此影响。
3新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的若干建议
历经三十多年的改革开放，我国经济发展已到了一定的规模程度，面临的国际国内形势均出现了新的变化，在2013年提出了“新常态”，要求全国上下认真思考“新常态”、尽快适应“新常态”，攻艰克难，努力在新常态的背景下做好各项工作更好的推进经济增长。鉴于此，结合本文的研究结论，就新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的提出两点建议:
3.1扩大进口，调配出口，助力供给侧改革
根据本文研究观点，相较于出口，进口在促进经济增长方面更能发挥效用，所以应适度扩大进口。当然，要避免低水平的重复引进，重点是高新技术的进口，适应新常态下从粗放式资源消耗向质量效率、技术密集转型，通过创新驱动经济快速增长。
3.2优化贸易结构，推动产业升级
关键词: 实际有效汇率;一般贸易进口;加工贸易进口;贸易结构
中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴随着中国产品的大量出口，中国的贸易盈余持续扩大，外汇储备快速增长，人民币汇率问题越来越成为世界范围内关注的话题。在学术界人民币实际汇率变动对中国对外贸易的影响并没有达成共识，尽管多数研究发现人民币实际汇率升值将显著减少中国的对外出口，但是关于人民币实际汇率变化对中国进口额的影响方面仍存在着分歧。不同于一般经典理论中对本币汇率升值将增加本国对外进口的描述，经过实证研究，最近的研究存在着两种不同观点:一种观点认为人民币汇率变动对中国的进口额不存在显著影响，另一种观点认为人民币实际汇率升值将显著减少中国的进口额。
因为理论与实际之间存在着分歧，才构成了人民币实际有效汇率变动的进口效应之迷，本篇文章主要关注的是人民币汇率变动对中国的进口方面的影响。通过研究人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，来解释中国的进口与汇率之间存在的特殊关系，并从贸易结构与进口产品构成的角度做出解释。本文发现中国的进口额伴随着人民币实际有效汇率升值而减少，并且进口与出口之间存在推动关系，这是由于中国独特的贸易结构与区域间经济合作关系形成的。在中国的贸易结构中，加工贸易的比重一直超过50%，而加工贸易进口额对实际有效汇率变动并不敏感。同时在中国与亚洲特别是东盟国家的区域经济贸易合作中，亚洲国家与中国的出口商品不再仅仅是针对海外市场的替代竞争关系，更多的是基于生产价值链中的不同分工而形成的新的分工合作关系。本文将从以上两个角度，分别分析人民币汇率变动对加工贸易进口以及一般贸易进口额的影响。
二､计量模型与数据处理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文献中所使用的进口方程模型的基础上改进的模型。模型采用了对数形式，利用对数形式并且加入时间趋势项对非平稳的时间序列进行平稳化处理。同时在模型中对数形式下可直接取得实际有效汇率变动对进口额影响的弹性。由于本篇文章中主要讨论的是人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，在保证了原模型主体的基础上对模型进行了调整，去掉了原模型中的某些控制变量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中国的进口额，reert表示人民币的实际有效汇率，yt表示中国国内的市场需求，t表示时间趋势项。
选取的数据是由1995年1月至2006年12月的数据，由于数据的时间跨度较长，必须考虑期间中可能出现的结构性变动因素。本文将所有数据分为两个时间段，第一个时间段为1995年1月-2001年12月，第二个时间段为2002年1月-2006年12月。对数据划分为以上两个时间段的原因在于，2001年11月10日，世界贸易组织（WTO）审议通过了中国加入世界贸易组织的申请。考虑到中国在正式成为WTO成员国前，在出口方面面临着其它WTO成员国的贸易壁垒，同时中国自身也存在着对本国的进口限制，这种状况在中国加入WTO后得到了逐渐的改善，因此以中国加入WTO的时间点将整个数据分成两段分别进行回归。
为了精确的估算实际有效汇率变动对进口额的影响，考虑到中国独特的贸易结构和进口结构，将进口额区分为一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行分析。基于数据模型对1995年1月-2001年12月期间的进口总额与一般贸易进口额分别进行了回归，对2002年1月-2006年12月期间的进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行了回归分析。
在数据处理方面，采用经过CPI平减与季度调整的中国的进口贸易总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额月度数据。采用国际清算银行的实际有效汇率指数，核算中国月度的实际有效汇率。采用经过CPI平减与季度调整的中国工业增加值的月度数据。
三､模型计算结果
对1995年1月-2006年12月整个样本区间进行回归分析，估算时间段中人民币实际汇率对中国进口总额以及一般贸易进口额的影响见表1，整体的样本区间的回归可能存在结构变动的因素，估算自1995年1月-2006年12月间，人民币实际有效汇率升值将减少中国的进口总额与一般贸易进口额，而一般贸易进口对汇率变动更为敏感。
选取样本区间为1995年1月-2001年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额进行分析，结果见表2。在样本范围内，估算实际有效汇率每升值1%，进口总额将减少0.941%，一般贸易进口额将减少2.952%。国内市场需求每增长1%，进口总额将增加1.255%，一般贸易进口额将增加1.157%，一般贸易进口额对汇率波动较总进口额更为敏感。
选取样本区间为2002年1月-2006年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额进行回归，结果见表3。在样本区间内，人民币实际有效汇率升值1%，进口总额减少1.054%，一般贸易进口额将减少1.783%，而实际有效汇率变动对加工贸易进口的影响不显著。国内市场需求每增长1%，进口总额增长0.857%，一般贸易进口额增长 0.68%，加工贸易进口额增长1.023%。
自2002年中国加入世界贸易组织以后，中国的进口总额对实际有效汇率变动表现的更为敏感，而一般贸易进口额对实际有效汇率的弹性值则在2002年以后有明显的下降。模型计算发现人民币汇率的实际升值将导致中国进口总额､一般贸易进口额的减少，而对加工贸易进口额的影响则并不显著。
四､对回归结果的解释
通过对模型进行分析，发现人民币实际有效汇率升值将导致进口总额的减少，中国一般贸易进口额对人民币实际有效汇率波动更敏感，与之相对的是中国的加工贸易进口额基本不受人民币实际有效汇率波动的影响。
分析中国进口的贸易方式构成，见表4，中国进口商品主要由两部分构成，一是加工贸易进口，二是一般贸易进口。以2007年进口数据为例，2007年加工贸易进口额占进口总额的46%，而一般贸易与其他项目一共占进口总额的54%。因为中国进口额的这种特别构成方式，我们将分别解释人民币汇率波动对中国加工贸易进口额以及一般贸易与其他进口额的影响。
(一)人民币汇率升值对加工贸易进口额的影响
人民币实际有效汇率波动对中国加工贸易进口额的影响并不显著。加工贸易一直在中国对外贸易方式中占据相当重要的地位。历年的统计数据表明，加工贸易出口基本占据了中国总出口额50%以上的比重，见表5。造成这种现象的原因一是自改革开放以来中国政府多年来始终坚持发展以出口为导向的外向型经济;二是来源于经济全球化的发展所导致的生产专业化和新的国际分工布局的基本完成。中国来自加工贸易的进口额对人民币实际有效汇率波动的不敏感与全球范围内的国际生产布局的完成有关。
加工贸易不同于一般贸易的最大的特点是加工贸易出口市场的相对固定性，而这种出口市场的相对固定性来源于国际分工基本格局的要求。应国际化分工的发展和生产布局的要求，中国从事加工贸易出口的制造业企业已经进入跨国公司生产的价值链。在经济全球化的今天，跨国公司的国际分工体系决定了中国目前多数产品的生产阶段仍然是劳动密集型产品的生产与装配，而这种已经形成的生产布局不可能在短期内发生根本性的变动。跨国公司站在全球的角度，对产品生产与装配阶段的成本变动进行调控，而来自中国的出口成本的上升将被其他价值链下游生产加工阶段所吸收，因此即使面对人民币实际有效汇率小幅升值，跨国公司扔不会调整其国际生产布局与生产网络。因此人民币近年来实际汇率的缓慢升值无法从本质上影响中国的加工贸易进口与加工贸易出口额，从加工贸易角度看人民币汇率升值无法有效减少中国来自于加工贸易的贸易盈余。
(二)人民币实际有效汇率升值对一般贸易以及其他项目进口额的影响
通过对前面模型的分析，发现人民币实际有效汇率升值将显著减少一般贸易以及其他项目的进口额。造成这种现象的原因在于中国与其他亚洲国家的区域贸易模式，而决定中国与亚洲各国家区域贸易模式的根源在于中国在整个国际化生产布局中所处的位置。在研究了近年来中国与不同国家地区对外贸易的数据后，我们发现中国在对外贸易方面，自2002年至今的中国一方面从欧洲，美国赚取巨额的贸易顺差，另一方面又对亚洲其他国家输出巨额的贸易逆差，见图1。
伴随着中国的生产结构逐渐向价值链的上游转移以及“世界工厂”地位的确立，中国的对外出口与亚洲国家的对外出口已经不再是简单的竞争替代关系，而是逐渐转化为分工合作关系。中国与亚洲各国间的区域贸易模式是由中国在整个制造业生产价值链中的地位而决定的。中国将广大亚洲地区国家作为原料进口的来源地，主要进口能源､原材料､半成品､零部件､机器设备等，通过在本国加工装配后再出口给欧美市场，这也是中国与亚洲地区国家主要的区域贸易模式。
总体看来中国向欧洲美国的出口与向亚洲国家的进口同时存在，这一现象由中国在产业价值链中的位置决定，中国由亚洲国家进口原材料和初级产品，在本国内进行加工生产，最后出口到欧洲和美国的市场。伴随着人民币实际有效汇率的升值，中国对欧洲美国的出口将明显的减少，由于中国对外出口的急剧减少，与这部分出口生产相关的中国对亚洲和其他国家燃料､原料､以及机器运输设备等产品的进口需求也将相对减少，通过这个途径，我们将中国的对外出口与对内进口联系在一起，表现为中国出口对进口的推动作用。人民币汇率升值通过影响中国的对外出口，间接影响中国的进口额，进口伴随着实际有效汇率升值而减少。
最后需要指出的是，伴随着中国经济的发展和市场化程度的不断深化，人民币实际有效汇率的波动将对中国的进口以及出口产生更大程度的影响。但不能忽视的是，人民币实际有效汇率升值将同时减少中国的进口与出口额，单纯依靠人民币汇率调整并不能有效影响加工贸易带来的贸易顺差，而人民币汇率调整对中国整体贸易盈余的影响则有待于进一步的研究。
参考文献:
[1] 佟家栋:《中国对外贸易收支顺差未能有效解决的原因分析与对策》 ，载于《国际贸易》，2008年第1期。
[2] 黄洁:《浅析中国与东盟区域经济合作》 ，载与《市场经纬》，2006年第1期。
[3] 周才云: 《人民币汇率波动的贸易效应实证研究总述》，载于《上海商学院学报》，2007年第8卷第3期。
[4] 沈丹红 寿志敏: 《人民币升值对我国出口贸易结构的影响》，载于《商场现代化》，2007年10月中旬刊总第518期。
[5] 全立 杨立冰: 《中国周边地区经济竞合新趋势与我国的对策》，载于《亚太经济》，2006年第5期。
[6] Bayoumi， T. Lee， J. and Jayanthi， S. （2005）， New Rates from New Weights. IMF WorkingPaper No. 99.
[7] Bénassy-Quéré， A. and Lahrèche-Révil， A. （2003）， Trade Linkages and Exchange Rates in Asia： The Role of China. CEPII Working paper No. 2003-21.
[8]Cerra， V. and Dayal-Gulati， A. （1999）， Chi-na＇s Trade Flows： Changing Price Sensitivities and the Reform Process. IMF Working Paper 99/1.
[9] Cerra， V. and Saxena， S. C. （2003）， How Responsive is Chinese Export Supply to Market Signals？ China Economic Review 14， 350-370.
[10] Dees， S. （2001）， The Real Exchange Rate and Types of Trade- Heterogeneity of Trade Behaviours in China. Paper presented at the Workshop on China＇s E-conomy organised by the CEPII in December 2001.
[11] Eckaus， R. S. （2004）， Should China Appre-ciate the Yuan. MIT Working Paper 04-16.
[12] Jin， Z. （2003）， The Dynamics of Real Interest Rates， Real Exchange Rates and the Balance of Payments in China： 1980-2002. IMF Working paper 03/67.
[13]Kamada， K. and Takagawa， I. （2005）， Policy Coordination in East Asia and across the Pacific. Bank of Japan Working Paper No. 05-E-4.
[14] Marquez， J. and Schindler， J. W. （2006）， Exchange-Rate Effects on China＇s Trade： An Interim Report. Board of Governors of the Federal Reserve System. InternationalFinance Discussion Papers No. 861.
[15]Shu C. and Yip， R. （2006）， Impact of Ex-change Rate Movements on the ChineseEconomy， Hong Kong Monetary Authority， No. 3/06， July 2006.
购物车(0)
