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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇進口貿易數據，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]
2095-3283（2013）03-0018-03
作者簡介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學院經濟與管理學院，博士，碩士生導師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學院理學院，博士，研究方向：國際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士候選人，英國利茲大學訪問學生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。
基金項目：寧波工程學院校級科研項目和教育部人文社會科學重點研究基地2009年度重大項目（2009JJD790006）的階段性研究成果。
一、前言
自1993年成為石油凈進口國以來，中國石油對外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達到565%，這意味著中國一半以上的石油消費量來自國外。獲取海外原油需要國家進行能源外交，需憑借一個國家的軟實力來實現，但原油獲取的根本渠道和最終實現形式是對產油國的直接投資或與產油國實現雙邊或多邊經貿合作。“十二五”期間，中國海外投資的實際功效不僅要講企業的實際經營效益，還要把進口中國所需資源和擴大中國海外市場作為戰略目標（裴長洪，2011）。為了研究近年來中國的對外直接投資（OFDI）以及雙邊貿易對中國原油進口量產生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進出口貿易聯系和原油進口量作為研究變量，實證檢驗中國OFDI、進出口貿易對原油進口的影響。首先，計算中國與這24個國家的貨物進口貿易結合度、出口貿易結合度，并檢驗各變量的平穩性。其次，運用面板數據的變截距模型和變系數模型，分析FDI存量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響以及FDI流量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響；其后，建立VAR模型，檢驗FDI流量、FDI存量、貿易結合度和原油進口量的滯后期對當期原油進口量的動態影響。
二、數據來源與雙邊貿易結合度的計算
1數據來源
2003―2010年中國原油進口量（JK）的數據來自《國際石油經濟》。中國在24個主要原油進口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數據來自商務部、統計局和外匯管理局聯合的《2010年度中國對外直接投資統計公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿易額數據來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數據來自《國際貿易》（其中伊拉克的數據來自UN comtrade；其他數據來自WTO數據庫）。
對上述的原油進口量、FDI流量和FDI存量取對數，即這3個變量為Lflow、Lstock和Ljk。
2進口、出口貿易結合度的計算
本文選取貿易結合度指數表示中國與24個原油進口國之間的貿易聯系。貿易結合度指數最早是由經濟學家布朗提出，后經小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學者完善，它是指一經濟體對某一個貿易伙伴的出口（進口）占該經濟體出口（進口）總額的比重與該貿易伙伴進口（出口）總額占世界進口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經濟體貿易相互依存的程度。貿易結合度以1為平均值，數值越大，兩經濟體的貿易聯系越緊密；數值越小則貿易聯系越松散。
按照貿易結合度的計算公式，可計算出中國對24個主要進口原油來源國的貨物出口結合度（ETCD）和進口結合度（ITCD）。
三、中國OFDI、雙邊貿易對原油進口量影響的實證分析
1變量的平穩性檢驗
時間序列或面板數據的平穩性通常通過單位根檢驗來判斷。對于面板數據單位根的檢驗，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗的原假設是假定各截面序列具有不同的單位根過程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對面板數據的單位根進行檢驗，當檢驗結果不一致時，若前兩種檢驗、后三種檢驗結果中各有一個拒絕原假設，本文即認為被檢驗序列為平穩序列。據此，運用Eviews60軟件檢驗，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩序列（見表1）。
2FDI存量、雙邊貿易關系對進口量的靜態影響
把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計量經濟學模型檢驗中國OFDI存量、貨物進口結合度和貨物出口結合度對原油進口量的影響。利用Eviews60對上述模型進行Hausman檢驗，回歸結果拒絕原假設，應選擇固定效應模型。固定效應模型包括變截距模型和變系數模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進口量的影響情況，運用變系數模型來討論國別之間影響的差異。
變截距模型的回歸結果表明：在1%顯著水平下，中國的OFDI存量對原油進口量的影響效果顯著；10%顯著水平下，出口貿易緊密程度與原油進口量是負相關，影響顯著；進口貿易結合度的影響則不顯著（見表2）。
變系數模型的回歸結果顯示：在1%顯著水平下，中國在哈薩克斯坦、巴西和馬來西亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞、伊拉克、澳大利亞和尼日利亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進口貿易聯系對原油進口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進口貿易聯系對原油進口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進口的影響不顯著。其中，在馬來西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進口量之間呈負相關，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿易聯系與原油進口量之間顯著負相關（見表3）。
對上述變截距模型和變系數模型的回歸殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”現象（見表3）。
3FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的靜態影響
以原油進口量為因變量，FDI流量、出口結合度和進口結合度為解釋變量分別建立固定效應變截距模型和變系數模型。變截距模型的檢驗結果表明，在1%、5%的顯著水平下，FDI流量、出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，但出口貿易聯系與進口量之間負相關（見表4）。
變系數模型的實證檢驗結果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿易聯系對原油進口量有顯著負向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進口量呈負向關系，統計結果顯著。回歸后對殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”。
4FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的動態影響
分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據AIC準則，將模型的滯后階數P確定為1。回歸結果表明，原油進口量的滯后一期對當期原油進口量有正向影響且顯著，FDI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當期原油進口量有負向顯著影響，而進口結合度和出口結合度的滯后期對當期原油進口量影響不顯著。
四、結論與建議
從靜態角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響作用存在明顯差異。總體看，中國的OFDI流量和存量在一定程度上對中國原油的進口有顯著的促進作用，中國與進口原油來源國的出口貿易聯系對原油進口沒有明顯促進作用，而進口貿易聯系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進作用（如安哥拉、委內瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿易促進作用（如馬來西亞）、進口貿易促進作用（如阿爾及利亞）、貿易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿易影響模糊（如哈薩克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亞和越南）和沒有影響（其余國家）。從動態影響效果看，原油進口量主要是前期產生的，前期FDI存量與流量對原油進口沒有促進作用，前期貨物貿易聯系的影響甚微。
基于FDI、雙邊貿易關系對原油進口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應進一步發揮FDI的促進作用，加大對原油生產國的投資以穩固原油進口量。據統計，2011年中國OFDI流量的627%流向中國香港、英屬維爾京群島和開曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國需要通過發放優惠貸款等措施引導中國企業增大在產油國的投資，既可以促進中國原油的進口，也可把過剩的外匯儲備轉變為石油資源。從貿易角度而言，一要鞏固與擴大原油的進口量，二是基于與產油國貨物貿易的現狀，調整國別間的貿易發展方式，逐步優化商品貿易結構。
[參考文獻]
[1]Ivar Kolstad， Arne WiigWhat determines Chinese outward FDI？[J]Journal of World Business，2010（10）
關鍵字 人民幣實際有效匯率 加工貿易 一般貿易
一、引言
（一）研究背景
從20世紀80年代以來，我國的進出口貿易方式結構發生了明顯的變化。在出口貿易方式結構方面，從以一般貿易為主的貿易結構逐漸演變為加工貿易與一般貿易不相上下，以至加工貿易較多的貿易方式結構。在進口貿易方式結構方面，最鮮明的特點就是加工貿易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩定，以及我國一般貿易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩定。
圖1 我國出口貿易方式結構變遷圖
數據來源：《中國統計年鑒》，2009年
圖2 我國進口貿易方式變遷圖
數據來源：《中國統計年鑒》，2009年
我國進出口貿易方式結構的變化，體現了進出口貿易方式的多樣化發展。其中，加工貿易在90年代取得了顯著的發展。這不僅與我國的經濟發展歷程相一致，也是我國對外貿易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調整作用的結果。
（二）相關文獻綜述
1、國外相關研究
Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結果表明匯率波動與進出口貿易呈負相關關系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數據證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿易；Sauer和Bohara（2001）發現，匯率波動對發展中國家的出口貿易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。
另一方面，Assery和Peel（1991）則發現匯率對貿易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發現匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協整與誤差修正模型等方法發現，匯率波動對愛爾蘭的出口產生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結果卻顯示匯率波動對貿易沒有顯著影響。
2、國內相關研究
黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數據采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易的影響，結果顯示：在長期內，我國的出口貿易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數據進行Granger檢驗和脈沖響應函數與方差分解，得出的結論是：實際有效匯率對宏觀經濟變量的影響都是長期的，且大多數是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數據進行基于VAR的Johansen協整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿易呈負向相關性，即人民幣貶值，進出口貿易增加。
另一方面，吳玉蘭（2008）根據1985～2006年的數據，運用協整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿易的影響。結果表明， 人民幣升值使得加工貿易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數據，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿易進行回歸分析，結果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和與一般貿易出口、進口的關系。人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和一般貿易出口、進口存在顯著負相關關系。
二、人民幣匯率對我國進出口貿易方式影響的實證分析
（一）數據選取
本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿易進出口額、一般貿易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統計局沒有公布關于我國加工貿易和一般貿易的進出口分類數據，因此本文的加工貿易和一般貿易的進出口數據來源于2009年的《中國統計年鑒》
其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿易進口額表示為JIM，加工貿易出口額表示為JEX，一般貿易進口額表示為YIM，一般貿易出口額表示為YEX。
（二）平穩性檢驗
在對變量進行協整分析之前，需要檢驗變量的平穩性。只有變量是同階單整的，才能進行協整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數列取對數之后不會改變時序數列的性質和關系，且得到的數據易形成平穩序列。因此，首先對時間序列進行對數處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結果表明五個時間序列都是非平穩的，但二階差分后的序列都是平穩的，即都是I（2）序列。
（三）協整分析
由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協整分析。
1、LJEX 和LREER
運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：
可見，殘差項是非平穩序列。因此LJEX 、LREER不存在協整關系。
2、LJIM 和LREER
運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：
可見，殘差項是非平穩序列。因此LJIM 、LREER不存在協整關系。
3、LYEX 和LREER
運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：
可見，殘差項是非平穩序列。因此LYEX 、LREER不存在協整關系。
4、LYIM 和LREER
運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：
可見，殘差項是非平穩序列。因此LYIM 、LREER不存在協整關系。
（四） ARMA模型估計
1、LJEX 和LREER
從以上結果中可以看出，實際有效匯率與加工貿易出口、加工貿易進口、一般貿易出口、一般貿易進口存在負相關性，即每當實際有效匯率升高1%時，加工貿易出口下降0.3%，加工貿易進口下降0.68%，一般貿易出口下降0.16%，一般貿易進口下降0.14%。
四、結論
談到邊際優勢戰略以及日本經濟的成功，我們不免想起“東亞模式”和“雁行模式”。本文的研究也將反映出“東亞模式”和“雁行模式”之間的本質聯系，這同樣有益于我國在發展同東亞國家或地區的經濟關系方面政策的制定。
一、文獻回顧
按照主體的不同，對國際投資和國際貿易的關系的研究可以分為兩大類。一類以東道國為主體，研究東道國外來投資和對外貿易之間的關系。這種研究除了母國和東道國之外涉及到第三國，投資和貿易之間的關系也相對疏松。另一類以母國為主體，研究母國對東道國投資與兩國貿易之間的關系。在此只涉及母國和東道國，投資與貿易之間的關系相對密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國際投資指對外直接投資，即fdi。
首先對國際投資與貿易關系進行研究的是1999年諾貝爾經濟學獎得主mundell(1957)。mundell的研究以標準的古典國際貿易模型為基礎，通過嚴格的假定，得出了國際投資替代國際貿易的結論。在隨后的60年代，又有學者的研究支持了投資替代貿易的結論，其中較著名的是vernon(1966)的產品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿易只是一種轉化關系，只有在投資提早發生的情況下，才發生投資對貿易的替代，而在技術進步日益加快的條件下，新產品的生命周期不斷縮短，因此國際投資對國際貿易的替代越來越明顯。另一個研究來自于johnson(1967)。johnson認為，關稅導致的對外投資使不具有比較優勢的進口替代部門獲得了發展，因此減少了對外貿易量。
70年代開始出現投資和貿易具有互補性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產要素流動和商品貿易可能既有替代關系也有互補關系。這一時期最著名的論著來自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強調國際分工的重要性，將對外投資和貿易統一在國際分工的基礎上，指出國際投資不是簡單的資本流動而是包括資本、技術、管理方式和人力資本的總體轉移。因此，對外投資應從本國處于比較劣勢的邊際產業依次進行，這就是本文所談邊際優勢戰略的理論基礎。按照小島清的理論，國際投資一方面可以通過相近水平的技術轉移把東道國的比較優勢發掘出來，另一方面使母國集中資源開發新的技術并形成新的產業，因此將會擴大兩國的貿易。
無論是mundell的貿易與投資替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗(梁志成，2001)。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有計量方法與工具上的局限。20世紀80年代以來，貿易和直接投資的實證研究取得了突破性的進展，同時更多的研究成果證明投資與貿易之間具有互補關系。lipsey和weiss(1981)依據美國70年代的統計數據，對美國跨國企業在發展中國家所設立的子公司的生產和母公司的出口行為進行了研究，發現同類產品的子公司的年產量與母公司對這些國家的出口總量呈正相關關系。lipsey等人(1984)還進一步研究發現這種正相關或至少非負相關廣泛存在于美國近80%的產業部門中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素稟賦不對稱和規模報酬遞增的情況下，由于跨國公司的專有資產很難通過外部市場達成交易，就會存在大量的公司內貿易和對中間產品的需求，對外投資將會帶動母國的出口貿易。ethier(1986)的研究給出了同樣的結論。grossman和helpman(1989)把產品的成長內生化，證明了在一個動態的模型中國際化生產和貿易可以是同時擴大的。然而，markuson和svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了商品貿易和要素流動(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現為替代還是互補，依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作”還是“非合作”的問題。
90年代的研究延續了80年代的趨勢。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進一步證實了上述lipsey和weiss(1981)的結論，他們重點研究了美國80年代以來的情況，發現在整個時間跨度中出口與fdi一直保持著正相關關系。隨后gramham(1996)的研究也證實了這一點。pattie(1994)根據對外投資的動機不同將fdi分為市場導向型、生產導向型和貿易促進型3類，認為只有市場導向型fdi容易替代對外貿易，而后兩種類型投資則增加貿易。gray(1998)的研究得出了近似的結論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關系進行了分析，發現它們之間具有雙向的因果關系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個世界上最大引資國的出口和fdi的關系，其中有4個國家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個國家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關系。與此同時，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國際投資與國際貿易之間存在高度的相關性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結論，即在東道國存在貿易保護的情況下，fdi會替代母國的出口貿易。
2000年以后的研究以大量具體的實證研究為特征，且研究結果以fd!與貿易之間具有互補關系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國對外投資不是進出口變化的原因，對外投資對貿易總額的影響不明顯，而項本武(2005)得出的“中國對外投資是出口創造性和進口替代型”的結論對此給予了解釋。王洪亮和徐霞(2003)證明了日本對華直接投資和中日貿易之間的確存在著長期的互補關系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關系，但fdi和進口僅有單向的因果關系。王洪慶、張浩和朱榮林(2004)的研究表明，美國在華投資與對中國總進口、工業品進口之間存在雙向的因果關系，與工業品出口之間存在單向的因果關系，投資與出口以及中美的初級產品進出口之間均不存在因果關系。同時，王洪慶和朱榮林(2004)的研究表明，東盟對華直接投資積極地推動了中國與東盟貿易的發展，且投資對進出口貿易的貢獻率較高。李保明和劉震濤(2004)的實證結果顯示，兩岸貿易總額、大陸進口和出口均表現出關于臺商投資的顯著正相關性，這說明臺商投資對兩岸貿易具有顯著的促進作用。此外，stone和jeon(2000)研究認為貿易與海外直接投資之間為互補關系，且兩者之間貿易更傾向于為主導因素；韓國學者lim和moon(2001)證明，當發達國家向不發達國家投資，而投資是新設立的或者投資產業在母國是夕陽產業時，fdi和貿易之間是正相關關系；blonigen(2001)深入到產品層次進行了分析，發現貿易和fdi之間既有替代也有互補的關系，而且替代效應的發生不是逐步的，而是短時間急劇變化的。
基于本文研究的側重，在此再對邊際優勢戰略和小島清的邊際優勢理論進行進一步的說明。邊際優勢戰略的概念來源于小島清的邊際優勢理論，但應該注意的是，邊際優勢戰略所代表的經濟行為早已存在，只是由小島清概括出來。邊際優勢理論更多地是一種國際投資理論，但因為它把國際投資和國際貿易在同一基礎上進行分析，所以對投資和貿易的關系也給予了研究。同時也正因為它側重于國際投資的研究，對兩者關系的研究也并不全面。按照邊際優勢理論，對外投資應該從國內處于邊際優勢即相對劣勢的產業開始，而處于相對優勢的產業則進行對外貿易。按照小島清的分析，對邊際產業的產品需求應通過向海外投資的企業進口來實現。所以，小島清論述的投資與貿易的關系也更多地是母國投資與進口之間的關系，這是一種單向的正相關關系。但與此同時，小島清也論述了兩國生產可能性邊界的擴張和貿易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關系，這同樣是單向的正相關關系。但是，基于邊際優勢戰略，對投資和貿易之間的關系作這樣的理解還遠遠不夠，況且如上所說，小島清的理論是基于對現象的描述與分析，沒有通過計量方法得到實證檢驗，而本文將在上述方面給予補充和進一步的研究。
二、日本對東亞投資和貿易的歷史進程及兩者關系的描述
二戰以后至20世紀60年代，通過美國的幫助和自身的經濟改革，日本經濟得以恢復并實現了高速增長。而正是在60年代以后，很多東亞國家和地區(主要是亞洲“四小”、東盟四國和中國)紛紛實現了經濟起飛和長期快速發展，使東亞地區成為了世界經濟發展的熱點，以至于使人將這種發展狀態稱為“東亞奇跡”。很久以來，對“東亞奇跡”的研究存在著大量的各種形式的成果。在這些成果中，我們不難發現兩個最受人關注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過這兩種模式的論述，可以發現，先期發展起來的日本對上述東亞國家和地區的經濟發展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國家和地區對日本經濟發展經驗的借鑒和模仿，因而東亞模式被認為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時東亞模式更多地強調了貿易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本與這些東亞國家或地區的國際分工關系，強調了日本對這些國家和地區的投資(尤指直接投資)的重要性。所以，東亞模式和雁行模式的研究都說明了日本與這些東亞國家或地區的經濟聯系在“東亞奇跡”中的關鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對東亞國家或地區的投資和貿易之間的關系反映了東亞模式和雁行模式的本質聯系。
如上所述，本文采用的作為日本投資和貿易對象的東亞國家和地區是亞洲“四小”、東盟四國和中國，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國家或地區與日本有更強的經濟聯系，因此也具有更好的代表性。在此不再對日本與這些國家或地區的雙邊關系下的數據進行描述，而是對日本與這些國家和地區的總體之間的數據及其表示的關系進行研究。這是因為，東亞作為一個密切聯系的整體，日本與這些國家和地區的雙邊經濟聯系往往會延伸到第三方，在此意義下，單獨描述日本與一方的經濟聯系并不比描述日本對其他東亞國家和地區的總體的經濟聯系有更好的解釋力。而且，后者讓我們保持了與后面研究的連貫性。
圖1顯示了日本對上述東亞國家和地區的投資和貿易(出口和進口)自1965—2003年的變化趨勢。不難看出，無論投資、出口和進口都保持了長期快速增長的態勢。同時，圖1也顯示了投資和貿易(出口和進口)之間很好的相關性，但是這種相關性只延續到1997年。1997年對3種數據來說都是一個波峰，相對于1997年，這3種數據在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進口狀況在短期內得到恢復，而投資始終(截至2003年)沒有恢復到1997年的水平。我們知道，1997年發生了舉世聞名的東亞金融危機，因此不難理解，日本的投資戰略發生了重大調整，使相關數據發生了結構性變化，這在后面的檢驗中也得到了證明。
三、數據分析和模型設定
(一)數據說明
本文日本對上述東亞國家和地區的投資、出口和進口的數據均來自日本總務省統計局網站的統計資料，這些數據是以日本與單一國家或地區的統計值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數據進行了加總。對于出口和進口，1985年(含)以前的數據單位為百萬日元，之后的數據單位為十億日元。為了統一單位，本文將1985年(含)以前的數據單位轉化為十億日元，并作了四舍五入處理。對于投資，原始數據的單位為百萬美元，本文將之乘以匯率并將單位轉化為十億日元，并同樣作了四舍五入的處理。其中，匯率數據來源于世界貨幣基金組織(imf)數據庫，匯率為年終值。
(二)斷點檢驗
在上面日本對東亞投資和貿易的歷史進程的描述中我們看到，發生金融危機的1997年，投資和貿易的金額開始了大幅度減少，在之后的幾年中，出口和進口得到了恢復，而投資卻延續了下降的趨勢。這似乎顯示，相對于1997年(含)以前，日本對東亞投資和貿易之間的關系發生了變化。下面對此給以檢驗，即斷點檢驗(chow breakpoint test)。既然投資相對于出口和進口之間的關系發生了變化，我們的檢驗依據投資為因變量、出口和進口為自變量的單方程模型來進行。根據斷點檢驗的原理，考察在1997年前后投資與出口和進口的關系是否發生了變化，即考察出口和進口的系數是否發生了變化。檢驗結果如下(見表1)。
通過表1的檢驗結果顯示，無論是通過f檢驗法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無斷點”的原假設。也就是說，在1997年的前后，投資相對于出口和進口發生了趨勢變化，或者說，投資與出口和進口之間的關系發生了結構性變化。因此，本文對邊際優勢戰略下投資和貿易關系的研究采用1997年(含)以前的數據。
(三)單位根檢驗
由于經濟數據一般具有長相關性，上述3種數據可能存在單位根，也就是說它們的時間序列可能是非平穩的。為了避免由于數據的非平穩性帶來的偽回歸，下面對3種數據進行單位根檢驗。
根據adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗的要求，最優滯后結構的選擇主要依據aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)兩個準則，如果兩者一致則選擇一個最優滯后階，不一致則選擇兩個。本文首先是對水平(1evel)數據進行單位根檢驗，而后對一階差分數據進行單位根檢驗，但基于文章篇幅的考慮，檢驗結果合并于一表中(見表2)。
通過表2的單位根檢驗結果可以看出，投資、出口和進口的水平數據都存在單位根。為了確定變量的單整階數，本文對投資、出口和進口的一階差分數據進行單位根檢驗。同樣從表2可以看出，投資、出口和進口的一階差分數據不存在單位根。由此也說明，上述投資、出口和進口的水平數據為一階單整或（1）過程。
（四）模型設定
由于本文研究的是日本對東亞投資與其對東亞出口和進口兩個方面的關系，即要驗證投資與出口之間和投資與進口之間是否存在因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法(granger causality test)作為主要研究手段。
根據格蘭杰因果關系檢驗法，可以認為有關投資(fdi)、出口(ex)和進口(1m)的預測信息全部包含在這些變量的時間序列中。格蘭杰因果關系檢驗的原理是判斷某些變量的信息是否能改進對其他變量的預測，具體到本文，即為檢驗過去的投資、出口或進口是否會對未來的出口、進口或投資有影響。可以通過估計var模型來實現這一目的。對于本文的研究，有兩種var模型可供選用：一種是直接表示投資與出口或投資與進口的關系的兩變量的var模型；另一種是在考慮到另一變量影響的條件下綜合反映兩變量(投資與出口或投資與進口)關系的三變量的var模型。筆者認為，在考慮到其他變量影響的條件下來考察兩個變量的關系更加符合本文研究的實際。因此，本文模型設定如下：
其中，fdi、ex、im分別代表日本對東亞的投資、出口和進口，α、β、γ為不同變量的系數，u1t、u2t、u3t為隨機擾動項，t表示時間。檢驗投資對出口是否具有格蘭杰因果關系，即檢驗β1i和β2i是否全不顯著；檢驗投資對進口是否存在格蘭杰因果關系，即是檢驗γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗日本對東亞出口和進口之間是否存在因果關系，但這不是本文的主要研究對象，因此只做附帶性的考察。
四、經驗結果及相關分析
根據格蘭杰因果關系檢驗的原理，我們應該首先進行上述var模型的參數估計，而在此之前一項重要的工作是進行最優滯后結構的確定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最優滯后結構的確定過程而僅顯示其結果，即：
由日本對東亞的投資、出口和進口組成的var模型的最優滯后階為6。在此基礎上，我們進行var模型的參數估計。同樣基于篇幅的考慮，估計結果不再列出。下面，我們對var模型的參數估計結果進行f檢驗，即得到如下格蘭杰因果關系檢驗結果(見表3)。
通過表3可以看到：(1)可以在10%的顯著性水平上拒絕“投資不是出口的原因”的原假設，所以投資是出口的原因，但不能拒絕“出口不是投資的原因”的原假設，所以出口不是投資的原因，因此，投資對出口具有單向的因果關系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進口的原因”的原假設，所以投資是進口的原因，同時，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進口不是投資的原因”的原假設，所以進口也是投資的原因，因此，投資與進口具有雙向的因果關系；(3)從程度的比較來看，投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。
此外，通過表3還可以發現，出口是進口的原因，但進口不是出口的原因，出口對進口具有單向的因果關系。這并非是本文關注的問題，但與此相關有一個問題值得關注和解釋：出口是進口的原因，進口是投資的原因，那么是否能推論出出口也是投資的原因，如果能如此推論，則和前面得出的結論相矛盾。如何對此給以解釋呢？當然，答案是不能做此推論。這是因為，與日本對東亞出口相關聯的進口是對一些在日本居于相對優勢產業的具有較高科技含量的產品的進口，這部分進口構成日本出口生產要素的需求；而與日本對東亞投資相關聯的進口是對一些在日本居于邊際優勢(即相對劣勢)產業的產品進口，這些產業盡管在日本有需求但由于生產成本或經濟結構調整等因素而無法生產，因而構成了對外投資。所以，出口推動的進口和推動投資的進口不具有相同的內容，因此上述推論不成立。但是，這個不成立的推論更深刻地說明了本文研究的邊際優勢戰略下日本對東亞投資與出口和進口之間的關系。
五、結論和相關研究展望
本文的研究證明，在邊際優勢戰略下，對外投資與本國出口和進口之間存在如下關系：(1)對外投資推動本國出口的增加，本國出口對本國對外投資沒有作用或作用不明顯；(2)對外投資推動本國進口的增加，本國進口同樣推動本國對外投資的增加；投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。
如果簡單地認為前述文獻回顧中的研究是基于一般條件，上述結論相對于在一般條件下對投資與貿易關系的研究結果具有如下特點：(1)在邊際優勢戰略下，投資與貿易(出口和進口)不存在替代效應，只存在互補效應，或者說替代效應可以忽略，而在一般條件下對投資與貿易關系的研究中替代效應和互補效應同時存在；(2)一般條件下對投資與貿易關系的研究更多地關注投資與出口的關系，而在邊際優勢戰略條件下，投資與進口的關系更加密切，因而應受到更多的關注；(3)一般條件下的研究中完全忽略了進口對投資的推動作用，而在以邊際優勢戰略為條件的研究中，進口對投資的作用是所有因果關系中最強的一項。
關鍵詞：南-南貿易 技術密集型產品 資本密集型產品 經濟增長
非洲同他國的貿易情況
中-非間經貿合作自2000年以來有了迅猛發展。中國成為非洲最大的貿易伙伴國和主要的投資國，中國的發展正以多種渠道影響著非洲國家。但同時，西方國家對中非的這種密切聯系提出了很多批判性的言論，如 “以貸款和投資換資源”，新型的資源掠奪和殖民主義。本文主要關注中-非貿易問題，分析相比西方國家而言，非洲同中國的產業貿易是否更能促進當地經濟增長。
通過觀察非洲的貿易數據可知，非洲主要的進口對象分別來自美國、歐洲和中國。本文根據UNcomtrade中的貿易數據，并根據Lall（2000）年的文章中提到的按照技術含量水平將SITC03版的三位數編碼商品分類為資源密集型產品、勞動密集型產品、資本密集型產品和技術密集型產品，其中資源型產品包括農產品、金屬礦產等未加工的原材料；勞動型產品主要是像紡織品、玩具、金屬鑄件等技術含量偏低的加工品；資本型產品的技術含量偏高，如汽車及配件、化工制品、鋼鐵機械等；而技術型產品的技術含量最高，產品如辦公自動設備、電信設備、醫藥、航空等。
根據分類數據，非洲國家從不同貿易伙伴國進口各類商品的比重的變化情況如表1所示。
從表中可以看出，非洲國家主要從中國進口勞動密集型產品，而從美國和歐洲國家主要進口資本型和技術型產品，但由2000年到2010年的發展趨勢來看，非洲從中國進口資本品和技術品的份額在穩步上升，而從其他國家的進口比重卻逐年下降。尤其是技術密集型產品，在2010年已經超過了美英法德等發達國家的份額，成為非洲進口技術型產品的主要來源國。
文獻回顧
對于中國和非洲之間貿易的日趨緊密關系，我們會自然想到兩個問題：首先，為什么會出現如此迅速的增長，特別是在技術含量相對高的產品類別上的貿易量增長。其次，這種貿易關系的發展對貿易雙方會造成怎樣的影響。
到目前為止，學術界的研究主要集中在第二個問題上，如Asche & Schuller（2008）、Alden（2007）指出盡管存在著區域間和部門間的差別，中國對非洲國家在國際收支平衡、儲蓄率、經濟增長率、投資水平等方面都具有正向的影響。與此同時，關于不同類別的中-非商品貿易的影響的實證研究還很少， Edward & Jenkins（2005）等基于行業層面的研究，得出除少數行業外，非洲國家從中國進口對非洲當地企業有很小的負面影響。
在國際貿易對經濟增長影響的理論模型方面，目前有大量“南北”之間關于貿易產生技術溢出效應的研究，如Krugman（1979），Grossman and Helpman（1991）等。另一類研究關注進口能產生的替代效應，Young（1993）用Dixit_Stiglitz生產函數計算這種替代和互補效應；Xie（1999）延續這種思想并構建一個“南南”的貿易模型，指出只有當技術差異在一定范圍以內時，欠發達國家才能從發達國家進口所產生的替代效應中獲益，否則欠發達國家會更偏向于從與他技術差異不大的發展中國家進口。
本文在Xie（1999）南-南貿易模型的基礎上，利用2000-2010年的面板數據，從實證角度研究非洲與中國及主要發達國家（美國、法國、英國和德國）的產業貿易對本地區各國經濟增長的影響。
實證模型：動態面板模型
結合理論模型，初步構建存在時間固定效應的動態面板回歸模型（DPD）：
其中gdpit 表示非洲各國經濟增長率，考慮到經濟增長存在一定慣性， trend表示時間固定效應。上標CN、US、UK、FR和GE分別表示中國、美國、英國、法國和德國，trade表示五個國家與非洲各國四種不同類型的產業貿易（即技術密集型、資源密集型、勞動密集型和資本密集型），uit 是模型的殘差項。
Hansen（1982）提出的對于面板數據的廣義矩（Generalized Method of Moments，GMM）估計方法并不要求對模型殘差有過多的假設，只要求模型滿足一組矩條件即可。對于動態面板數據模型（DPD），采用OLS或ML估計方法估計得到的結果都在一定程度上存在偏倚和組內估計量不一致的問題，而采用GMM估計則可以得到DPD模型的一致估計量。而對于DPD模型，一般將工具變量估計（IV）和GMM估計相結合，因此在GMM估計中一個關鍵環節是工具變量的設定。工具變量主要是為了解決變量內生性的問題。
數據選取和模型設定
（一）數據選取
根據第一節的回歸模型，取非洲各國GDP的增長率，用gdp表示；產業貿易分別選取技術密集型、資源密集型、勞動密集型和資本密集型四種類型的進口額，分別用HT_im、PP_im、LT_im和MT_im表示；非洲各國到中、美、英、法、德的距離用自然地理距離代替，用D表示；對于虛擬變量land，如果是內陸國家，值為1，反之則為0。非洲的國家選取阿爾及利亞、安哥拉、博茨瓦納、布隆迪、喀麥隆、佛得角、中非共和國、乍得、科摩羅、剛果（金）、剛果（布）、貝寧、赤道幾內亞、埃塞俄比亞、厄立特里亞、吉布提、加蓬、岡比亞、加納、幾內亞、科特迪瓦、肯尼亞、萊索托、利比里亞、利比亞、馬達加斯加、馬拉維、馬里、毛里塔尼亞、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼日爾、尼日利亞、幾內亞比紹、盧旺達、圣多美-普林斯比、塞內加爾、塞舌爾、塞拉利昂、南非、津巴布韋、多哥、突尼斯、烏干達、埃及、坦桑尼亞、布基納法索、贊比亞50個國家。結合數據的可得性，選取2000-2010年的年度數據。面板數據共有10年50個國家的數據，550個樣本。貿易、地理數據來源UNcomtrade數據庫，GDP增長率數據來源于世界銀行。
（二）模型設定
由于本文所選取的面板數據只有10年的時間序列數據，有50個國家的截面數據，呈現出“寬而短”的特征，因此這里并不需要對數據做面板單位根檢驗。值得注意的是，GDP增長率數據本身就是平穩的，而且在動態面板回歸中本文將采用差分的方法來消除截面固定效應，因此，這里也無需對數據平穩性進行檢驗。
為了避免出現多重共線性，在回歸模型中，分別分析四種類型的產業貿易對經濟增長的影響，設定回歸模型中：，工具變量設定為D、land、gdpit-1、gdpit-2、tradeit-1，對解釋變量Trade去差分消除截面固定效應，對工具變量tradeit-1取差分變換，采用GMM估計采用n步（n-step）迭代（n步迭代之后收斂），考慮到不同國家殘差的時間序列自相關結構可能存在差異，設置GMM估計的權重矩陣（Weighted Matrix）形式為White Period，根據最后一次迭代的White period權重矩陣來計算標準差。
實證結果及分析
根據模型設定，構建了四個模型，采用Eviews 8.0對這四個模型分別進行回歸分析，得到如表2所示的實證結果。從表中可知，四個模型的J統計量都接受原假設，從而表明四個模型的設定是正確的。根據動態面板GMM估計結果可以得出以下結論：第一，非洲地區的經濟增長存在慣性，前一年的經濟增長會顯著的影響當年的經濟增長。第二，非洲地區國家從中國進口技術、勞動 和資本密集型能夠促進本國經濟增長，特別是進口技術和資本密集型產品能夠顯著提升其經濟增長率。第三，當非洲地區國家從中美英法德進口技術密集型產品時，只有從中國進口能夠有效促進本國經濟增長，從其他國家進口并不能帶來本國經濟增長的效應，特別是從英、法、德進口會顯著抑制非洲地區國家的經濟增長。第四，非洲地區國家從中國進口勞動密集型產品能夠推動該地區經濟增長，但從美國和法國進口卻會阻礙經濟增長，而從英國和德國進口不會對經濟增長產生顯著影響。第五，非洲地區國家從中國和德國進口資本密集型產品能夠有效促進該地區的經濟增長，而從美國和英國進口技術密集型產品會顯著阻礙經濟增長，但從法國進口對經濟增長沒有顯著作用。
綜上，近年來，中國和非洲國家的貿易往來日益頻繁，這種貿易關系對非洲落后國家的發展是利是弊一直是國際關注的話題。本文利用雙邊貿易的分類數據，對2000-2010年50個非洲國家，從不同的產業貿易類型角度，實證研究產業貿易對非洲地區經濟增長的影響。實證結果表明： 首先，非洲地區從中國進口技術、勞動和資本密集型產品能夠有利于促進本地區的經濟增長。其次，將中國與美國、英國、法國和德國這些發達國家相比，除了從德國進口資本密集型產品能夠有效推動非洲地區經濟增長外，從發達國家進口資本、勞動和資本密集型都不利于非洲地區的經濟增長。
參考文獻：
1.Alden，C.China in Africa： Partner， Competitor or Hegemon？ Zed Books，2007
2.Alden，C， Large D. & Soares de Olivieria， R. China Returns to Africa， a Rising and a Continent Embrace. Hurst Publishers，2008
3.Edwards，C. & Jenkins，R. The Effect of China and India’s Growth and Trade Liberalization on Poverty in Africa. IDS/Enterplan，2005
4.Helpman，E. & Krugman，P.R. Market Structure and Foreign Trade.The MIT Press， Cambridge， Massachusetts，1985
5.Krugman，P.A model of innovation， technology transfer， and the world distribution of income， Journal of Political Economy，1979，Vol.87
關鍵詞：人民幣匯率；對外貿易
中圖分類號：F830文獻標識碼：A
文章編號：1006－1428（2006）06－0017-02
一、上海市進出口貿易發展情況
上世紀九十年代以來，上海市的進出口貿易得到了迅速的發展。出口方面，出口額從1993年的657億美元增長到2004年的7351億美元，增長了約11倍。在進口方面，進口額從1993年的7935億美元增加到2004年的8651億美元，增長了約11倍。在1990年代的大部分時間里，上海市的進出口規模和增長速度都大致相當。從1999年開始，進口的規模開始全面超過出口，因此從當年起上海市的貿易收支逆差開始不斷加大，2004年，貿易逆差達到了1301億美元。
考慮到外商投資企業在上海市對外貿易中的重要地位，圖-1給出了上海市外資企業的進出口情況。從圖-1可以看出，上海市外資企業的進口一直高于出口，二者的增速大致相當，因此外資企業的貿易收支一直處于平穩增長的逆差狀態，這一點與上海市進出口貿易整體的變化趨勢基本一致。
二、人民幣匯率變動與上海市貿易收支的實證檢驗
（一）模型設定和數據說明
1.模型設定。
不同于國與國之間的貿易，地區對外貿易受國內外產出的影響相對較小。不過，本地的產出會對其出口產生系統性影響。根據上面的分析，外商投資企業在上海市對外貿易中居于重要地位，因此應該將外商直接投資（FDI）納入到模型當中。同時，由于本文考察的是上海市整體對外貿易狀況，因此應該使用人民幣有效匯率，最終設定的上海市進出口模型如下：
IM=f(GDP,FDI,REER)
EX=f(GDP,FDI,REER)
TB=f(GDP,FDI,REER)
其中，GDP是上海市實際GDP，FDI為上海市外商直接投資，REER為人民幣實際有效匯率。實際有效匯率是某一貨幣對所選幾種貨幣實際雙邊匯率的加權平均值，它能夠反映該國商品的國際競爭力。
考慮到我國對外開放程度的不斷提高，本文增加了貿易自由化變量T，以時間趨勢項來代替，用以反映中國對外貿易政策變動的影響。同時，為了分析實際匯率與貿易自由化的綜合影響，本文還增加了T×REER項。
2.數據來源和說明。
本文采用年度數據，樣本期為1993-2004年。為了便于分析，本文采取對數形式進行實證分析，各變量取對數后變成無綱變量，可以直接進入模型。
進口IM為上海市進口的對數值，出口EX為上海市出口的對數值，貿易收支TB為出口/進口的對數值，各年貿易數據來自《海關統計年鑒》。
GDP是以2000年價格水平衡量的上海實際GDP的對數值，FDI為外商直接投資的對數值，各年數據均來自《上海市統計年鑒》。
REER為人民幣實際有效匯率的對數值，各年數據來源于IMF《國際金融年鑒》，統一調整為以2000年為基期的指數。
3.ADF檢驗。
為了進行實證分析，首先對基本數據進行平穩性檢驗。本文采取擴展的迪基-富勒方法（ADF）來進行序列的單位根檢驗。對每個時間序列，采取如下的估算方程：
檢驗結果顯示，各時間序列均是一階平穩數據，不存在虛假回歸問題。因此，下文將使用最小二乘法（OLS）估計進出口方程和貿易收支方程，確定方程的最終依據是其整體擬合效果、殘差是否存在自相關以及主要解釋變量是否顯著。
（二）人民幣匯率與上海市貿易收支的實證分析
本文采用Eviews4.1軟件進行回歸分析，結果如表-1所示。
從回歸結果可以看出：
1.本地收入水平的提高同時促進了上海市的進口和出口，但其對出口供給能力的影響強度高于進口需求方面。因此，總體上看，上海市GDP 增長增加了貿易收支的順差，GDP每增長1%，當地的貿易收支順差增加0788%。可見，上海市有較強的出口能力。
2.貿易自由化程度的提高同時促進了上海市進出口貿易的增長，但貿易自由化程度的提高更有利于上海市進口需求的釋放，因此總體上增加了上海市的貿易逆差。
3.外商直接投資同時促進了上海市進出口貿易的增長，但其在進口方面的促進作用大于出口，因此總體上擴大了上海市的貿易逆差。
4.人民幣匯率貶值有力地促進了上海市出口貿易的增長，這種促進作用隨著貿易自由化程度的提高而不斷增強，出口彈性值到2004年達到了-192。進口方面，人民幣貶值對上海市進口產生了一定的抑制作用，但其作用力度不大，樣本期的平均彈性僅為029。綜合兩方面的影響，我們發現，人民幣匯率貶值對上海市減少貿易收支逆差有較強的促進作用，樣本期內的平均彈性達到-1.33（見表-2和表-3）。
參考文獻：
[1] 張曉峒.計量經濟分析.經濟科學出版社，2001
關鍵詞:進口貿易;技術溢出效應;研究綜述
中圖分類號:F74
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)07-0120-01
技術溢出是指通過技術的非自愿擴散,促進了當地技術和生產力水平的提高,是技術外在性的一種表現。20世紀80年代以來,對進口貿易技術溢出效應的研究引起了經濟學界的廣泛關注,其中國外學者取得了較為豐富的理論和實踐成果。
1 國外關于進口貿易技術溢出效應的理論基礎
1.1 新增長理論中的技術溢出效應
新增長理論將技術進步內生化,認為技術進步是經濟增長的最終源泉,它是由研發投入、人力資本、干中學以及勞動分工等各種內生因素決定的,其中基于外部性效應的內生增長模型已成為刻畫技術進步的一條重要線索。
Arrow (1962)最早用知識的外部性揭示了溢出效應對經濟增長的作用。他認為技術是從學習過程中獲得的,而學習來自于實踐經驗以及生產投資活動。他假定技術進步或生產率的提高是資本積累的副產品,即投資具有溢出效應,進行投資的廠商可以通過積累經驗來提高生產率,其他廠商也可以通過“學習”提高生產率。
Romer (1986)沿著Arrow的內生技術進步理論,提出了知識溢出模型。他強調知識的外部性,其具有的溢出效應使得任何廠商所生產的知識都能提高全社會的生產率,由此帶來的遞增報酬是經濟增長的主要源泉,而資本的邊際生產率不會因固定生產要素的存在而遞減,內生的技術進步是經濟增長的動力。
Lucas (1988)構建了一個人力資本外部性增長模型,將人力資本內生化,假定人力資本是人們在生產過程中“邊干邊學”的結果,指出整個經濟系統的外部性是由人力資本的溢出效應造成的。
根據新增長理論,技術創新是推動生產率提高的核心因素,創新活動的顯著特征是具有溢出效應和外部收益。如果對外貿易能夠促進一國的創新活動,便能促進該國的經濟增長。
1.2 新貿易理論中的技術溢出效應
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。在將技術內生化的同時把經濟增長引入這一分析框架,研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者間的互動關系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次運用一般均衡模型分析開放經濟中貿易、增長和技術進步之間的關系。研究表明,進口貿易作為物化型技術溢出渠道,不僅可以引進國外高質量的最終制成品,而且可以通過引進國外先進的中間產品來提高本國最終產品的技術含量,改善進口國的技術吸收能力,從而促進進口國生產率的提高。一國通過進口貿易往往能更直接分享到貿易伙伴國R&D投入的成果進而促進本國全要素生產率的提高。
2 國外對進口貿易技術溢出效應的實證研究回顧
Grossman and Helpman,在1991年《全球經濟中的創新與增長》一書中,運用Lucas的兩部門內生經濟增長模型,分析了中間產品貿易和最終產品貿易對長期經濟增長的影響。發現,貿易的開放促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置,從而促進了經濟增長。
Coe和Helpman ( 1995 )使用雙邊進口份額作為權重構造國外R&D存量,采用21個國家的面板數據,考察進口貿易對國際技術溢出和TFP增長的影響。研究表明:一國的TFP不僅取決于本國的國內R&D資本,還依賴于國外的R&D存量,國外的R&D存量可以通過貿易的方式對國內的GDP產生正面作用,一國的貿易開放度越高,所獲得的國際技術溢出效應越大。
Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)論文中的數據,分析美國R&D資本存量怎樣通過出口和對外FDI影響其余20個工業化國家,認為美國R&D的確通過上述渠道給其他國家帶來收益。
Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基礎上引入了進口滲透率和人力資本存量作為變量,采用77個發展中國家的面板數據,驗證了貿易伙伴國R&D資本存量對發展中國家全要素生產率的影響。
Misa Okabe (2002)選取東亞七國為樣本,考察OECD國家R&D投入對發展中國家TFP的影響,最終證實了進口貿易技術溢出對TFP增長的促進作用。
Jakob (2005)運用國內人口數量將國內技術存量進行標準化,用國外實際GDP對國外技術存量進行平減,以人均進口量作為權重對國外R&D進行加權,采用13個OECD國家的面板數據,實證檢驗結果表明進口貿易技術溢出能夠給OECD國家帶來200%的TFP增長。
3 進口貿易技術溢出效應影晌因素研究回顧
盡管國際貿易作為國際技術溢出的一個渠道已經得到了廣泛的認同,但對不同國家和地區的實證檢驗表明,技術溢出的效果存在很大的差異性,國際貿易產生的技術溢出要受到許多因素的制約:
第一,人力資本存量。人力資本以勞動者為載體,體現了勞動者的素質和技能,是技術進步的重要源泉。人力資本的積累一方面直接促進了本國的技術進步,另一方面可以增強吸收貿易溢出的先進技術知識的能力,從而更有效地分享國外的 R&D 成果,提升本國的全要素生產率。
Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基礎上引入進口滲透率和人力資本變量,采用77個欠發達國家的面板數據進行分析,結論表明,發展中國家的TFP與其工業化的貿易伙伴國的R&D以及本國的人力資本存量呈顯著的正相關關系。
Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通過增加進口滲透率變量,同樣使用OECD國家的數據,證明了進口貿易技術溢出效應對這些國家經濟增長的重要性。他們認為,國內R&D存量和人力資本才是國外技術外溢的關鍵。
Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力資本,采用52 個發展中國家的面板數據,研究5 個 OECD 國家的技術溢出效應,檢驗結論表明人力資本對進口貿易的技術溢出效應具有顯著的促進作用。
第二,地理因素。由于商品貿易存在與地理距離正相關的運輸成本,貿易的發生量與貿易伙伴國之間的地理距離成反向關系。因此,地理距離對貿易量具有一定的限制作用,從而對國際技術溢出具有一定的負面影響。
Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)從區域貿易協議(RTA)的角度研究了南北貿易的技術擴散效應。他們分別檢驗了國際貿易的技術溢出效應對韓國、墨西哥和波蘭等國 TFP 的影響,結果表明技術溢出的效果具有“區域化”的特點,即韓國、墨西哥和波蘭分別主要從其同日本、美國和歐盟之間的貿易中獲益,其原因可能是RTA 下的貿易伙伴之間的貿易量較大或是距離近、運輸成本較低。
Keller (2002)在引入地理距離指數化衰減函數對經合組織成員國間的國際技術溢出進行分析后發現,國際技術溢出程度確實與地理距離成反向關系。
第三,貿易結構。貿易產品結構和產業結構同樣會對進口貿易技術溢出產生影響,不同的貿易產業結構和產品結構會導致不同的技術擴散效應。
Keller ( 2001)指出,在OECD國家80%的制造業的研發集中于四類ISIC產業:化學產品、電子的和非電子的機械、運輸設備,國際貿易技術擴散效應的發揮因為產業的不同而有差異。
Blyde (2001)研究發現OECD的進口貿易比拉丁美洲的進口具有更強的擴散效應,原因是OECD的進口貿易產品比拉丁美洲的進口產品有更高的技術含量。
Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行業按照研發的密集程度分為高、低兩類,結果發現高研發密集的行業主要受益于北――南之間的R&D擴散,而低研發密集的行業主要受益于南――南之間的技術擴散。
參考文獻
關鍵詞：服務貿易；貨物貿易；替代效應；互補效應
中圖分類號：F757.68文獻標識碼：A文章編號：1001-6260（2009）01-0055-06
一、問題的提出
隨著社會發展水平的逐漸提高，第三產業在經濟中所占比重會逐步增加，當單位產值的貿易額保持一定時就會加大服務貿易的份額，這就必然會對貨物貿易的發展造成相應的沖擊。就中國而言，政府已經注意到了發展服務貿易的重要性。如，在十七大報告中明確提出要“大力發展服務貿易”，國務院在2007年3月提出“把大力發展服務貿易作為轉變外貿增長方式、提升對外開放水平的重要內容”，商務部在2007年12月了該領域的第一個規劃（《服務貿易發展“十一五”規劃綱要》）以推動服務貿易的發展。服務貿易和貨物貿易是外貿的兩個重要組成部分，服務貿易的很多部門是貨物貿易的支撐產業，而貨物貿易也會對服務貿易的進一步發展產生反作用力，因此有必要考察兩者的替代性。國內外學者對該問題進行了相應的研究。如，Melvin（1989）認為，服務出口的增加必然會帶來貨物貿易的赤字，且在貿易平衡、商品可交易、消費不可交易和生產自由流動等條件下，一國的生產出口對貨物的進口有拉動作用。Jones等（1990）采取競爭模型進行了分析，發現服務出口的增加會減少貨物的出口。Marrewijk等（1996）采取一般均衡模型進行了考察，認為當其他條件相同時，生產市場較大的國家（地區）將出口生產而進口貨物。Robinson等（2002）使用CGE模型研究后認為服務貿易與貨物貿易存在著一定的相關性。Mazumdar（2005）采取微觀經濟學的定價原理，構建了用以分析服務進口與貨物出口關聯性的理論模型并進行了實證研究。
謝康等（2000）通過分析指出，貨物貿易凈值與服務貿易凈值總體上表現為負相關，這在發達國家較為明顯而在發展中國家不明顯。陳兆軍（2001）將服務貿易分成消費性和生產性兩種，運用變形后的迪爾多夫模型進行了研究，發現廣義的要素服務貿易與貨物貿易存在互補性，但產品服務貿易與貨物貿易不存在明確的互補性。周燕等（2007）通過對世界主要國家的數據進行簡單分析后發現，服務貿易和貨物貿易有著總量互補和差額替代的關聯性，貨物貿易和服務貿易的差額替代性體現了不同國家的比較優勢，表明僅擁有勞動密集型制造業優勢的發展中國家可能會在長期內存在服務貿易逆差。陳怡（2006）使用我國的投入產出表分析了不同貿易對各部門的貢獻，發現貨物貿易對服務部門的貢獻大于服務貿易對貨物部門的貢獻, 由此認為我國的服務貿易亟待發展。此外，蔡潔等（2007）構建福利模型分析了服務貿易自由化和貨物貿易自由化的收益差異，指出服務貿易自由化的收益大于貨物貿易自由化的收益，以發展服務貿易為主、實現服務貿易的自由化是貿易自由化發展的高級階段，但中國目前的服務貿易發展水平還不具備實現高級階段的條件。
由上述研究可知，學者們主要從理論上考察了服務貿易與貨物貿易的關聯性，研究的是服務貿易與貨物貿易在某些層面的相互影響，或者是進行了簡單數據分析，而沒有對兩者關聯性進行全面的定量分析。究其原因，可能與數據難以充分獲取有關，如在聯合國的統計數據庫中也只能得到1980年后各個國家的相對不完整的服務貿易數據。南北國家的經濟發展落差明顯，服務貿易與貨物貿易的發展也應該會呈現出相應的差異，由此發達國家和發展中國家的服務貿易與貨物貿易的關聯性及其差異性就值得深入探討。為此，本文首先分析服務貿易與貨物貿易的現狀，隨后采取面板數據模型從多視角考察發達國家和發展中國家兩者的關聯性及其差異性，最后對研究結論進行總結。
二、服務貿易與貨物貿易的發展現狀
按照聯合國貿易和發展會議統計數據庫中的分類，將全球分為發達國家、發展中國家和轉型國家。本文中指的南方國家和北方國家分別為發展中國家和發達國家，均不包括轉型國家。南北經濟發展呈現出明顯的區域差異，在1980―2006年間發達國家占全球GDP的比重為2/3以上，而同期的發展中國家則為20%左右，詳見圖1。自20世紀80年代以來，發達國家占全球GDP的比重出現了較為明顯的波動，1980―1992年間上升明顯，1993―2003年間變化較小（1997年除外），而在近年下降趨勢顯著。發展中國家占全球GDP的比重與發達國家基本上呈現出反向的變化，但在某些時期也出現了同向的變化，如1986―1992年間的上升勢頭明顯。究其原因，可能與1989年的東歐動亂有關，即由此出現的轉型國家在此前和此后的一段時間，經濟發展相對全球而言出現了明顯的下滑，并且到2003年才有所恢復。
通常將國際貿易分為貨物貿易、服務貿易和技術貿易三種，由于技術貿易額相對較小，在統計資料中難以充分獲取相應的數據，因而我們采取服務貿易與貨物貿易之比來表示相對貿易結構。一個區域的相對貿易結構的該值越高，則可認為該區域的第三產業發展水平越高，其經濟發展水平也就越高。從圖2可知：全球在1980―1994年間該值呈現出較為明顯的上升趨勢，隨后下降趨勢顯著，尤其是2002―2006年間下降得比較快；發達國家該值在1980―1993年間增加明顯，而1994―2006年間的變化比較小；發展中國家該值在1980―1986年間與全球的平均水平基本相似，1987―1993年間的差異逐漸拉大，隨后差距就相應縮小，而在2000―2006年間的差距則穩定在4～5個百分點。通過進一步分析可知，發達國家總體上比全球的平均水平要高2～3個百分點且與全球的變化趨勢基本相同，發展中國家在1987年后與全球的平均水平存在著較為明顯的差距。
現轉向分析特定貿易的結構，用出口占該種貿易的百分比值來表示。如果該值大于50%，則說明出口額大于進口額，小于50%，則認為出口額小于進口額。將相關數據代入，得到了圖3和圖4，分別表示1980―2006年間全球、發達國家和發展中國家的出口占服務貿易與貨物貿易的百分比值。由圖3可知：發達國家的服務出口在總體上略大于進口；發展中國家的服務出口明顯小于進口，如該值在1980年僅為35%左右，但1995年后就維持在47%左右。從圖4可以看出：發達國家在1980年的出口比重相對較低，但在1993年的進口額與出口額則基本相同，并且出口在近年相對于進口而言有所下降，如在2006年與1980年的該值基本相同；發展中國家的變化趨勢與發達國家相反。對比圖3和圖4可知，發展中國家在服務出口上存在較為明顯的劣勢但在商品出口上有著一定的優勢，而發達國家與發展中國家剛好相反。
三、服務貿易與貨物貿易關聯性：替代還是互補
通常可以將產品分為貿易品和非貿易品兩種，當生產函數未出現重大變化且國家競爭力變化不大時，一國的貿易品和非貿易品的比重應該維持在相對穩定的水平。但是，在現行的經濟發展狀況下，隨著經濟發展水平的日益提升和開放力度的不斷加大，貿易品的內部結構應該會呈現出相應的變化，即服務和貨物的出口會出現動態的變化，由此必然會引致貨物出口與服務出口出現一定的關聯性。對于進口而言，一國只能用有限的外匯來購買貨物和服務，即貨物進口和服務進口存在著預算約束，貨物進口的變化會對服務的進口產生相應的影響。在缺少資金、人力資本等生產要素時，一國會將進口的服務視為要素（中間品）來安排生產，致使服務進口和貨物出口存在著發展的聯動性。此外，由于貨物進出口對服務進出口的影響可能會存在一定的差異，因而有必要綜合分析貨物貿易額對服務貿易額的影響。故此，考察服務貿易與貨物貿易的上述四層面是否存在替代性或互補性，即分析服務出口與貨物出口、服務進口與貨物進口、服務進口與貨物出口、服務進出口額與貨物進口額之間的關聯性，就是本文隨后需要分析的問題。
為考察貨物貿易對服務貿易的動態影響, 本文以各國為橫截面單元, 進而將之并入發達國家與發展中國家以建立計量模型, 即是以前期的服務貿易指標和當期及滯后若干期的貨物貿易指標作為解釋變量，以當期的服務貿易作為被解釋變量而形成面板數據模型(1), 以分析南北國家不同類型的服務貿易與貨物貿易的關聯性及其差異性。
其中：Y為服務貿易指標，X為貨物貿易指標。α1度量了前期服務貿易對當期服務貿易的影響, α2度量了當期貨物貿易對當期服務貿易的影響, α3和α4分別度量了滯后一期和滯后二期的貨物貿易對當期服務貿易的影響。i=1、2、3...分別表示不同國家, t=1、2、3...分別表示樣本年度, η度量了各截面單元的個體差異, μi,t為隨機擾動項。若估計出的α2大于零, 則說明貨物貿易額的增加有利于該區域服務貿易額的增加，即貨物貿易與服務貿易在短期內存在互補性。如果α3、α4大于零,表明貨物貿易增加對區域服務貿易增加有利，即服務貿易與貨物貿易在長期內存在互補性，否則兩者就存在替代性或無相關性。
研究需要的數據來自于省略。為較為全面地考察發達國家和發展中國家服務貿易與貨物貿易的替代性或互補性，從貿易總量和貿易差額兩方面進行探析。結合現有數據將研究總量關聯性的時間定為1982―2005年，而將研究差額關聯性的時間設為1983―2005年。在研究中，由于難以獲取各個國家的服務貿易與貨物貿易在上述時間段內的完整數據，故按照如下原則確定樣本：（1）對服務貿易和貨物貿易數據缺失過多的國家不予考慮。（2）其他國家的貿易數據缺失通過計算得出。如，某國某一年的服務進口或出口的數據缺失，則用上一年的貨物進口或出口的增長速度來衡量變化情況；當服務貿易和貨物貿易的數據同時缺失，則采取差值法先計算出貨物貿易額再得出服務貿易額。（3）為使數據保持一致，對一些發生動蕩的國家（地區）進行處理：將前捷克斯洛伐克和捷克共和國合為捷克，將比利時與盧森堡合為比利時―盧森堡，前聯邦德國和德國合為德國，前埃塞俄比亞和埃塞俄比亞合為埃塞俄比亞，前也門民主共和國和也門合為也門。此外，由于轉型國家出現的時間相對較短而不納入考慮的范疇。經過上述處理，得到了28個發達國家和103個發展中國家1982―2005年間的相關數據，其中美洲、歐洲、亞洲、非洲和大洋洲分別有35、22、28、38和8個國家如有必要，可向作者索要相關數據。，以此來考察發達國家和發展中國家服務貿易與貨物貿易之間的替代性及其差異性。
為與前述分析保持一致，同時從總量與差額兩方面考察服務貿易與貨物貿易發展的關聯性，將之分為若干個方程進行研究：服務出口與貨物出口的動態效應（在表中表示為Ⅰ）、服務進口與貨物進口的動態效應（在表中表示為Ⅱ）、服務進口與貨物出口的動態效應（在表中表示為Ⅲ）和服務總量與貨物總量的動態效應（在表中表示為Ⅳ）。通過Hausman檢驗可以看出，上述各個方程采取固定效應模型得出的計量結果都要優于混合估計模型和隨機估計模型，故在文中只報告出固定效應模型的結果。與此同時，采取最小二乘法對固定效應模型進行估計。有關服務貿易與貨物貿易的總量和差額的相互影響的計量結果，詳見表1和表2。
從服務貿易總量與貨物貿易總量的關聯性來看，無論是發達國家還是發展中國家，各個方程調整后的相關系數都為0.98以上，P值均為0.00，DW值均在2.0左右波動，并且各個自變量都通過了1%的顯著性檢驗，由此表明各個方程在總體上都擬合得比較好。滯后一期的服務貿易對當期的服務貿易的彈性比較大（最小值為0.9270），并且發達國家的彈性系數在同等條件下比發展中國家相對應的彈性系數要大。發達國家當期貨物貿易額對當期服務貿易額的彈性比較穩定，如最大值與最小值僅相差0.0761。然而，發展中國家的該彈性系數差別比較大，如當期貨物出口對當期服務出口和當期服務進口的彈性分別為0.1838和0.1654，而當期貨物進口對當期服務進口的彈性和貨物貿易總量對服務貿易總量的彈性則均為0.4左右。無論是發達國家還是發展中國家，滯后一期和滯后二期的貨物貿易總量對服務貿易總量的彈性均為負數，顯示出兩者存在較為明顯的替代性。發達國家滯后一期的貨物貿易總量對當期服務貿易總量的替代[JP+1]彈性較大且相差不大，如最大值和最小值分別為0.4416和0.3397；而發展中國家的該彈性系數差別比較大，尤其是滯后[CM（19*5/6]一期的貨物出口對當期服務進口的彈性僅為[CM）]0.0367。相對于滯后一期而言，發達國家和發展中國家的滯后二期的彈性系數偏小，并且不同類型的貨物貿易總量對服務貿易總量的彈性相差不大。由此可知，發達國家的當期和滯后一期的貨物貿易對當期服務貿易的彈性比同等條件下的發展中國家要大，但對于滯后二期的兩者關聯性而言，發達國家與發展中國家的差別不是很大，表明發達國家的貨物貿易總量對服務貿易總量的替代性比發展中國家明顯。
表2與表1的各方程的計量效果基本相似，但在擬合度上要相對小一些，即各個方程調整后的相關系數均為0.65左右。除發展中國家滯后一期的服務出口差額對當期服務出口差額的彈性較大外（0.4973），其余七個相對應的方程的彈性系數相差不大，均在0.25~0.33之間。發達國家當期貨物貿易差額對當期服務貿易差額的彈性系數都在0.4以上，但對發展中國家而言，除了貨物進口對服務進口的彈性系數在0.4左右，其余三個方程的該彈性系數相差比較大。無論是發達國家還是發展中國家，滯后一期和滯后二期的貨物貿易差額對當期服務貿易差額的彈性系數均為正數，表明兩者存在著互補性。此外，滯后期的貨物貿易的彈性系數都相對較小且相差不大，最大為發展中國家滯后一期的貨物貿易差額對服務貿易差額的彈性，最小為發達國家滯后一期的貨物出口差額對服務出口差額的彈性，并且發展中國家的彈性比發達國家的相對應方程的彈性要大。[HT7]
對比表1和表2可知，滯后期的貨物貿易總量與當期服務貿易總量存在替代性，而滯后期的貨物貿易差額與當期服務貿易差額則存在互補性，并且替代性總體上比互補性要大。發達國家和發展中國家滯后一期的彈性系數在采取總量與差額進行計算時差別較大，滯后二期的發達國家和發展中國家的總量與差額的彈性相差不大，而且采取差額得出的貨物貿易對服務貿易彈性的影響總體上比采取總量時要小。就滯后一期和滯后二期的貨物出口對服務進口的彈性相對應的方程而言，發達國家的差額的互補效應小于發展中國家，而在總量的效應上則是發達國家的替代效應強于發展中國家，但發達國家和發展中國家滯后二期的貨物貿易總量對服務貿易總量的替代效應除外。
四、結論
本文在分析服務貿易與貨物貿易發展差異性的同時，將131個國家分成發達國家和發展中國家，從貿易總量和貿易差額兩方面，采取1982―2005年的數據從服務出口與貨物出口、服務進口與貨物進口、服務進口與貨物出口和服務貿易額與貨物貿易額的關聯性四個視角考察了兩者的替代性及其差異。從現狀分析可知，發達國家的服務貿易與貨物貿易的比值高于發展中國家，并且發達國家的服務出口多于進口且貨物出口少于進口，而發展中國家則剛好與發達國家相反。采取面板數據模型的研究結果表明，各個方程的總體擬合效果較好，都通過了顯著性檢驗，且上述四個研究視角都沒有改變服務貿易與貨物貿易的關聯性。采取服務貿易和貨物貿易的總量的計量結果顯示，服務貿易與貨物貿易在短期內存在明顯的互補性，而在長期內則表現為替代性，并且發達國家的替代性在總體上要強于發展中國家。采取服務貿易與貨物貿易的差額的計量結果表明，兩者之間存在著互補性，發達國家
的互補性在短期內強于而在長期內則要弱于發展中國家。
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Analysis on Substitution and Differentiation between Service Trade
and Merchandise Trade
LI Bingqiang LU Yuduo
(Department of Economics, Dalian University of Technology, Dalian 116024)
Abstract: This paper introduces the status quo between service trade and merchandise trade in many aspects, investigats their effects on substitution and differentiation in four perspectives based on the total trade amount and balance of trade of 131 countries during 1982～2005. The results show that there is supplementary effect between service trade and merchandise trade over a short period, and substitution effect between total amount and supplementary effect between balance of trade over a long period. Compared with developing countries, developed countries have stronger substitution effect and weaker supplementary effect on a longterm basis.
關鍵詞：中間品進口 進口RCA指數 制造品出口
一、引言
近年來，中國對外貿易順差的不斷擴大給中國帶來了政治上和經濟上的諸多問題，也引起了國內外學者的廣泛關注。研究表明，中國在國際分工中所處的地位是中國對外貿易失衡的主要原因，即中國在國際生產網絡中扮演著加工裝配地的角色，有大量的進口中間品經過加工組裝后出口到海外，導致了中國對外出口的大量增加。Henryk Kierzkowski和Lurong Chen(2007)指出，如今零部件貿易比最終品貿易更為頻繁，碎片化生產和外包已經成為常態。田文（2005）認為，目前由于新興工業化國家與發展中國家不斷加入到國際分工中來， 產品內貿易不但在量上成為國際貿易顯著增長的原因， 而且成為國際貿易流向與格局變化的重要力量， 成為發展中國家實現工業化與產業結構升級的新途徑。崔瑋（2009）根據聯合國BEC行業分類標準對中國中間品的進口規模進行了估算，認為我國進口商品主要為中間投入品，占總進口的比例達到了60%左右，中國已積極加入到國際產品內分工中。Sven. W. Arndt(2007)強調，現在，越來越多的產品在多個國家生產，對于雙邊貿易平衡的分析考慮已經在逐漸失去價值。
鑒于中國在國際分工中所處的地位，中間品的進口勢必會對中國的出口能力產生很大的影響，本文旨在通過數據分析中國的中間品進口規模并運用面板數據分析其對中國制造品出口的影響。
二、中國的中間品進口規模
在本文研究中間品進口對中國制造品出口的影響之前，首先需要分析中國中間品的進口規模。由于本文主要側重于中間品進口對制造品出口的影響分析，因此相應的中間品是指生產制造品所需的中間投入品，基于SITC 2的分類標準，主要存在于7類和8類商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13類），其界定參見Francis Ng， Alexander Yeats(1999)。從1987年至今，中國的中間品進口規模不斷擴大，占世界中間品總進口的份額也在不斷提高，此處主要選擇1989、1999和2009三個年份的數據進行對比分析，如圖1所示。
從圖1中可以看出，從1989年到2009年，除72類和89類中間品進口占世界中間品總進口的比重有所下降外，其他類別的中間品進口比重都呈大幅上升趨勢，2009年多數類別的中間品進口占世界總進口的比重超過了5%，特別是73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的中間品進口比重占到了世界總進口的10%以上，77類和88類甚至超過了15%，中國中間品進口擁有如此大的規模，足以說明，中國已經成為了“世界工廠”，大量的進口中間投入品進行加工組裝后再將制成品出口到其他國家和地區。
圖1 中國各類中間品進口占世界中間品總進口的比重
數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算
但是單憑中間品進口占世界中間品總進口的比重還不足以說明中國在加工裝配方面所具有的優勢，進口顯性比較優勢（RCA）指數則可以給出有力的證明。進口RCA指數是出口RCA指數的一種變形，當RCA指數用中間品的進口數據來進行計算，那么該指數可以用來判斷一國在零部件組裝上是否具有比較優勢，公式為：
如果 大于1則說明i國在j產品的裝配上具有比較優勢，反之，則說明i國在j產品的裝配上具有比較劣勢。
根據進口RCA指數的公式，可以計算出中國在涉及中間品加工裝配的行業中是否具有比較優勢，圖2為2009年中國13類制造行業的進口RCA指數。
圖2 2009年中國13類制造行業的進口RCA指數
數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算
從圖2中可以看出，2009年中國73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件、87類——專業科學控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的進口RCA指數均大于1，說明中國在這些行業的加工裝配上是具有比較優勢的，與圖1相對應的，這些行業的中間品進口占世界總進口的比重也是最高的。
三、中間品進口對中國制造品出口影響的實證分析
通過前面的分析可以看出，中國的中間品進口規模巨大，且在一些制造行業的加工裝配上具有比較優勢，這些都會對中國的制造品出口產生直接的影響，從而導致中國的對外貿易順差大幅增加。那么，中間品進口究竟在多大的程度上影響了中國制造品的出口，本文采用實證分析的方式進行研究。
下面利用1987-2009年的相關數據，采用面板數據模型分析中間品進口對中國制造品出口的影響，計量模型設定
Log表示對數值，相關指標的定義和數據來源見表1。
表1 變量定義及數據來源
經過前一部分的分析可以知道，中國的中間品進口額和進口RCA指數均可以用來衡量中國中間品的進口規模，而這兩個指標存在一定的相關性，將這兩個指標分別代入模型進行面板數據回歸，既可以測算中間品的進口對中國制造品出口的影響，又可以檢驗模型的穩定性，因此設置了兩個結構相同的模型。由于中國的制造品出口受供給和需求兩方面因素的影響，供給方面的影響可以用中國的GDP來衡量，而需求方面的影響則與中國貿易伙伴國的經濟發展密切相關，因此在該模型中加入了中國主要貿易伙伴國的加權GDP作為解釋變量，計算方式是將2008年中國出口額排名前25位的目的國家或地區的GDP進行加權。人民幣的實際有效匯率是影響中國出口的重要因素，因此也需要將這一解釋變量置于模型中。
為避免序列自相關性的影響，在模型估算中對對數數據進行了一階差分，在以下表格中為簡潔起見，PC即表示中國中間品進口額對數值一階差分后的指標，其他指標類似。經檢驗，模型采用隨機效應，實證結果如表2所示。
表2 中間品進口對中國制造品出口影響的實證結果
注：***，**，*分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號中數值為t值。
對比兩個模型的實證結果可以看到，各變量系數相對穩定且差異不大，說明模型結構較為穩定。中間品進口對中國制造品出口的影響反映在PC和RCA的系數上，結果表明中間品進口以及進口RCA指數對中國制造品出口存在顯著的正的影響，也就是中間品進口的增加和進口RCA指數上升都將顯著的促進中國制造品出口的增加。中間品進口增加1%，中國制造品出口將增加0.35%，而進口RCA指數上升1%，中國制造品出口將增加0.11%。這一結果足以證明，中國在國際生產網絡中所扮演的加工裝配地的角色導致了中國制造品出口的大量增加。中國的GDP和中國主要貿易伙伴國的加權GDP同樣對中國制造品的出口產生正的影響且非常顯著，特別是主要貿易伙伴國的GDP，每變動1%，都會帶來中國制造品出口大于1%的變動，說明外需是中國出口的重要影響因素。人民幣實際有效匯率對中國制造品的出口存在顯著的負的影響，即人民幣的升值會導致中國制造品出口的下降，結果符合預期。
四、結論
本文的分析表明，中國的中間品進口規模巨大，且中間品進口對中國制造品的出口有顯著的促進作用，說明中國在國際生產網絡中主要扮演著加工裝配地的角色，即從日本、韓國等新興工業化國家進口中間品進行加工組裝后再將最終產品出口到歐美等發達國家和地區。因此，中國的對外出口中其實包含了大量別國成分，并未完全得到對外貿易順差所帶來的利益。
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[1]崔瑋，（2009）“產品內分工對國際貿易的影響及我國分工地位研究”，《生產力研究》第21期
田文，（2005）“產品內貿易模式與利益分配研究”，《國際商務——對外經濟貿易大學學報》第5 期
Alicia Garcia-Herrero,時任國際清算銀行高級經濟學家。作者用實證的方法對人民幣匯率和亞洲貿易進行了研究,結果表明中國的貿易平衡對人民幣實際有效匯率的波動敏感。目前中國的貿易盈余已如此龐大,匯率政策本身不足以改變貿易收支的失衡狀況。通過人民幣升值使貿易盈余縮減的潛力有限,因為中國的進口對人民幣升值的反應并不如預期――進口有下降趨勢而非如預期上升。作者通過中國與其主要貿易伙伴雙邊進口模型,發現進口對升值的反應在中國與東南亞國家的貿易中得到進一步的確認。該結果可能源于亞洲的垂直一體化,因為中國從東南亞進口中的相當一部分將再次出口。此外,研究發現許多亞洲國家的出口總量因人民幣升值而下降,說明亞洲國家的出口依賴于中國的出口。
本刊征得作者同意,將此文翻譯并予以發表,以期為國內讀者提供有益的借鑒。作者對本刊的譯文給予逐字逐句認真校正,其敬業精神讓我們頗為感動,謹向Alicia Garcia-Herrero 女士表示衷心的感謝。
關鍵詞: 國際經濟 貿易平衡 匯率政策 人民幣匯率
中圖分類號: F830 文獻標識碼: A文章編號: 1006-1770(2009)09-09-06
Alicia Garcia-Herrero,作者時任國際清算銀行亞太地區經濟學家。
曾任歐洲中央銀行執行委員會顧問團顧問,為該團五名成員之一。現為西班牙對外銀行駐香港新興市場首席經濟師,重點研究新興市場的經濟發展情況。
一、介紹
中國在世界貿易中所占份額在過去幾年中增長迅速,已經成為與德國和美國相媲美的世界上最大的出口國。根據中國海關統計,中國的貿易盈余在2004年僅為320億美元(GDP的1.7%),從2005年起大幅攀升,2006年達到1800億美元(GDP的7%),2007年進一步增長,超過GDP的10%,見圖1。
一方面,中國的政策制訂者希望人民幣匯率能夠人為地保持較低水平,以便利用外部需求,使經濟得到較高的增長率。另一方面,價格在中國的轉型經濟中對供需的影響有限,對于提高匯率是否能夠減少貿易盈余存在爭議。
與第一個問題有關的事實是中國正面臨來自工業化國家要求人民幣升值的強大壓力。人民幣實際有效匯率(REER)在1994年到1997年末間呈現直線上升態勢,在此之后開始下降,并持續至2005年7月中國宣布實施更為靈活的人民幣匯率制度。問題是,貿易盈余的快速上升是否、以及在多大程度上是因為人民幣匯率貶值而產生的。
中國的貿易盈余數量如此龐大,從而使這個問題不僅成為中國的重要問題,而且成為關系全球其他地區的重要問題。現有的研究并沒有給出定論,因為缺乏適合的數據和足夠長的時間跨度,人民幣匯率和人民幣貿易之間關系的研究受到制約。2003年夏起,大家普遍開始關注人民幣匯率低估問題,對人民幣匯率政策的研究大量涌現,但大部分集中于預測人民幣的長期均衡匯率值,以及探討什么樣的匯率政策適合中國經濟。這兩組問題顯然是相關的,最需要解決的問題是――考慮到全球經濟的不平衡――中國是否應讓人民幣升值以減少其巨額貿易盈余。
本文運用協整分析法來研究這個問題。我們的研究結果表明,人民幣升值從長期來看有利于減少中國貿易盈余,但效果有限。本文發現的中國進口彈性的特殊性可以解釋這種現象:人民幣實際匯率的升值對中國進口額有負面影響。通過分析雙邊進口模型,我們發現來自亞洲國家進口額趨于下降,但其它國家的并不下降。這一明顯反常現象可以由亞洲國家的貿易垂直一體化來解釋:中國來自東南亞國家的進口中相當一部分將再次出口。此外,我們發現東南亞國家難以通過增加對其它國家的出口彌補對中國出口的減少,這些國家的總出口因為人民幣升值而下降。換句話說,東南亞國家的出口是中國出口的補充而不是替代。
本文第二部分解釋分析方法和數據,第三部分顯示中國出口和進口如何應對匯率和需求的變化,第四部分深入分析中國進口為何不會因人民幣升值而大幅增長,為此我們分析了中國主要貿易伙伴的雙邊貿易模型并分析了有關亞洲國家的出口模型。第五部分得出結論。
二、研究方法和數據
為了評估中國進出口對人民幣實際匯率的敏感性,我們建立標準的進出口模型,運用協整方法是因為我們對長期的關系更感興趣。此外,我們使用進出口縮減式模型(Reduced-form),可以獨立估算供給和需求,以避免聯立方程偏差。為了避免因忽略變量而出現潛在問題,我們在縮減式模型中引入了供需因子。
兩個估計模型如下:
模型中Xt是中國的出口量, Mt是中國的進口量, REERt是人民幣實際有效匯率,Yt*是國外需求,Yt是中國國內需求,估計參數如下:α1出口匯率彈性,α2出口收入彈性,β1進口匯率彈性,β2進口收入彈性。
考慮到加工貿易在中國經濟中的重要性,我們將加工貿易出口和一般貿易出口,以及加工貿易進口和一般貿易進口分別開進行研究。
在處理中國的貿易數據時,因為缺乏進出口價格總指數,價值和數量不容易分開。因而我們使用了價格指數的替代品,中國的CPI,我們用此的一個原因是因為中國整體的銷售價格指數不存在。對于進口價格我們計算了中國25個最重要貿易伙伴的出口加權價格指數,并用該指數對中國進口進行調整。作為穩健性檢驗,我們將出口香港的價格替代中國出口價格,得到的結果相同。
REER來自IMF的國際金融統計,由以下公式表示:
公式中,N是指數中的貨幣數量,wi是貨幣ith的權重,rerit是中國與每個貿易伙伴的雙邊實際匯率,我們也用BIS構成的REER作穩健性檢驗,結果一致。
我們預期出口的匯率彈性為負,因為中國產品在國際市場上存在競爭。預期進口匯率的彈性并不明顯。如果人民幣升值增加的購買力強于因出口下降而減少的需求,匯率升值會刺激進口。進口對升值如何反應將依賴于其結構,如果進口產品作為國內產品的替代,價格彈性將是正的,即升值會增加進口。如果進口產品主要是出口加工部門的原料和設備等――這部分在中國份額很大,升值對進口的影響將是負的。
國外對中國出口的需求由世界進口(除中國進口)來計量,并用全球進口價格指數來調整。實際上也可以使用一些基于生產的衡量辦法,但是缺少月度數據。更重要的是,該種數據難以體現過去幾年世界貿易快速增長的特性――明顯快于GDP增長――源于新興經濟體的開放。
對于中國國內一般貿易進口需求,我們使用工業生產量。GDP是經濟產出的更寬泛的衡量,但2005年中國統計改革以來,中國尚未公布1994-2005年的GDP季度數據。對于加工貿易進口,我們使用加工出口量作為長期的需求因素。進出口的收入彈性預期同樣為正。
考慮到貿易理論中提到的相關變量及中國特定因素,進出口模型中也引入一些額外的控制變量。對于出口,我們測試增值稅(VAT)退稅的作用,該稅種在中國作為一種政策工具,取決于經濟周期,對出口起到鼓勵或限制作用。VAT退稅的預期影響明顯正相關。在縮減式模型中引入供給因素,我們使用產能利用率指標。經驗來看,高的產能利用率會限制潛在的供給,從而阻礙出口增長。產能利用率由工業生產與其趨勢的差異而決定,后者使用HP濾波方法加以計算。
出口模型中最后的控制變量是國外直接投資(FDI)存量。貿易和出口的關系在有關研究中已經很清楚,由于進入中國的FDI大量流入出口部門,中國對其相關性需加以考慮。盡管通常人們期望FDI存量增長會刺激中國出口,復雜的生產鏈結構,即在構成要素和未完工產品到達最后市場之前,可能通過多個國家周轉,這會使經驗結果變得復雜。
在進口模型中,進口關稅需加以考慮,因為在中國加入WTO以后進口關稅得到大幅削減。第二個控制變量同樣是FDI存量。我們特別期望獲得FDI存量的正的相關系數,因為國外公司比中國公司在生產中更可能使用進口機器、組件和零件。但由于外國公司在調整中國的生產鏈,進口會隨著FDI存量的增加而減少。
最后,當統計顯著時,決定性趨勢變量會被納入出口和進口模型。趨勢變量有助于反映生產率的改進和中國經濟中正在進行的改革,這些因素難以用其它方法衡量。
所有變量取對數,VAT優惠和進口關稅除外,兩者以占進出口價值的比重加以衡量。因為中國的數據不合乎季節形式,我們更愿意使用未經調整的系列,新年和12月份采用虛擬變量。
我們用1994年-2005年的數度數據,因為中國市場改革在1994年取得突破,之前的數據意義不大。一些改革與我們研究的問題特別相關,兩種匯率系統得到統一,進口計劃消除,許可和配額減少。價格改革也得到推動,人民幣在經常項目中可兌換,私人部門受益于新公司法,得到快速發展。
三、中國進出口模型的顯示結果
第一步,我們測試分析變量單整的階數,使用ADF作為單根檢驗。近乎所有變量都是不平穩的,但是一階差分都是平穩的。之后我們用Johansen方法測試協整變量是否存在。結果發現每個變量集中都至少存在一個協整變量。正如Phillips和Loretan提議,協整的存在使我們能夠對滯后變量及其差分用非線性最小方差法進行回歸預測。該方法會產出無偏和穩定的短期和長期預測參數。
對于在全樣本中對出口和進口模型的回歸(1994-2005),我們也采用較小時期,加入WTO以后時期(2000-2005),進行回歸分析。在兩種情況下,區分加工貿易和一般貿易很重要,因此,在進出口中分別進行分析。引入模型中的短期時滯最多有3個,我們最終只選入統計上顯著的。
出口模型的檢驗結果可見調整后的表1。正如所預期的,中國出口的長期匯率彈性――加工貿易和一般貿易――都是負的,在加入WTO以后為顯著。兩個階段中加工貿易出口的預期長期實際匯率的影響在-1.3,一般貿易出口從-2.3跌至-1.6。我們的結果非常接近于使用協整分析的其它文獻的結果。(總出口1.5, Lau et al,2004;1.3, Shu and Yip ,2006),對于主要工業國家來說同樣相似(美國和英國分別為1.5、1.6,Hooper et al ,1998)
對于一般貿易和加工貿易出口,在全樣本中,世界需求對中國出口的長期正效應非常小而且統計上不顯著,但是在加入WTO以后的時期確實變得顯著。該結果與中國在加入WTO以前面臨相當大的壁壘以從其它國家的增長中獲益的事情相吻合。另外,對于近期例子,正如所預期的,中國出口的收入彈性非常接近于1。
至于控制變量,產能利用率對于出口在暫時或在滯后1個月中有顯著影響,產能利用率的符號為負,與高增長時期國內市場的生產占更大份額的事實一致。VAT退稅在統計上不顯著,因而將它們從最后的估計中排除出去,因為將其考慮在內會因數據限制而縮短估計期。正如上文提及,FDI存量數據從1997年開始有,存量作為解釋變量是在更近時期才被引入。令人奇怪的是,FDI存量對中國出口的影響統計上不顯著。對于所有模型來說趨勢變量都是正的且顯著,出口在新年下降和12月增加。如果我們將趨勢從估計中排除,世界需求和FDI存量的系數都是顯著為正,而且重要。不過,我們對于匯率彈性的研究結果保持未變。
需求因素在解釋過去進口時起到一個相對中性的角式。在較近的子樣本中,加工貿易進口確實對外部需求有正向的反應,以加工貿易出口來衡量。同時,國內工業產出上升也增加了一般貿易進口,與預期一致。
正如人們預期的,FDI存量在長期對于一般貿易進口和加工貿易進口都有正向影響。最后,進口關稅下調在長期會刺激進口。至于出口,在大部分檢驗中新年和12月份的虛擬變量顯著。
最后,進口匯率彈性經常是負的且通常顯著。唯一的例外是較近時期內的加工貿易進口,匯率的負系數僅在15%的水平上顯著。匯率對加工貿易進口不僅有直接聯系,而且通過加工貿易出口有間接聯系。換句話說,人民幣實際匯率升值傾向于減少進口而非增加進口。盡管初看下來有些矛盾,這個負的彈性在最近的文獻中被提及,如Marquez 和Schindler (2006)。結果表明進口――即使是一般貿易進口――對于人民幣升值而導致的出口下降比購買力的增加更為敏感。
四、探尋負匯率彈性背后的原因
人民幣升值對進口影響為負這個結果需加以認真分析,特別是因其會涉及到人民幣升值對貿易盈余的影響。我們先驗的假設是這一結論與中國貿易的特殊性有關,正如中國與不同國家的雙邊貿易中所顯示的巨大差異。
中國從亞洲其它國家進口大量中間商品供加工和再出口。因此,亞洲出口國家的高度垂直一體化使其對中國的進口更多的是對中國商品的補償而非替代。這意味著人民幣實際匯率的升值不僅會導致中國出口下降,也會導致中國的進口下降。
垂直一體化更適用于加工部門,但多數一般貿易進口,如投資品和原材料,也是出口部門的投入。總體來看,中國進口中低質量消費品的份額相對較小,因而僅有一小部分進口產品與中國國內生產形成競爭。一些進口產品僅跟隨外國直接投資。
用數據對該問題作進一步的探究,我們對中國10個最大的貿易伙伴進行回歸分析,評估人民幣實際匯率升值對這些伙伴的影響是否不同。我們的先驗結論是來自東南亞國家的進口,主要是供中國組裝和再出口的中間產品,應該對人民幣升值有負反應。依次的,來自其它國家的進口有望對人民幣升值有不同反應,這依賴于這些國家的出口結構。估計雙邊模型如下所示:
中國的出口和進口國為J國(分別由Xtj和Mtj表示),雙邊實際匯率解釋為(RERjt),外部和國內需求(Ytj* 和Yt),包括其它控制變量。因為缺乏有關數據,我們不能將進出口的一般貿易和加工貿易產品分開。如前一致,CPI作為中國出口的縮減因子,進口數量經每個貿易伙伴的出口價格指數進行轉換。人民幣和中國每個進出口伙伴國貨幣的雙邊實際匯率用CPI衡量。對中國出口的需求由每個出口伙伴國的實際GDP取代,中國國內需求由工業生產表示。我們在進出口模型中同樣引入雙邊FDI存量。與以前相同,我們在中國出口模型中引入產能利用率。最后,當統計顯著時趨勢變量被引入。
我們取2000年-2005年作為估計的雙邊出口模型時間段,因為一些國家缺乏整個時間階段的數據。這樣不僅讓我們能在國家之間進行結果比較,也可以對總的進出口模型的結果進行比較。與前面的程序相同,我們對所有雙邊變量構建單根檢驗。所有都是I(1),而且每個雙邊進出口模型中至少有一個協整向量。
雙邊出口模型的結果與我們總評估的結果非常相似,在不同國家間也類似。人民幣對貿易伙伴國貨幣的升值將減少中國出口,盡管對美國和中國臺北的相關性不顯著。唯一的例外是中國香港,系數是正的但統計上不顯著。考慮到香港與大陸之間貿易數據較難解釋,香港的結果并不令人吃驚。對新加坡的出口匯率彈性是最高的,對美國出口不顯著,見表2。
我們也發現中國貿易伙伴國的經濟活動會增加中國出口,與預期一致。雙邊收入彈性除德國以外都高度顯著。對于一些國家,特別是歐洲和美國,這種彈性非常大。可能原因是中國加入WTO以后較短的時間,使得世界貿易結構出現標志性變化。另外,較大的彈性說明了需求因素對于解釋中美以及中歐間的巨大貿易不平衡具有重要性。
在一些案例中,我們對改進生產率、趨勢變量的衡量,為正且顯著。對于韓國和中國臺北,趨勢變量為負。至于FDI,韓國或中國臺北對中國FDI的上升,增加了中國對這些國家和地區的出口,但是對于德國和意大利,這種影響是相反的。影響不同是因為亞洲和歐洲各國在與中國交易中行為方式不同。如上文所示,負的相關性可以反映生產過程向中國轉移的情況。例如,過去一些半成品可能先從中國出口到德國然后加工后裝運到最終目的地,但現在生產過程移至中國,不再需要將產品裝至德國。當然這個結果仍需進一步的驗證。
雙邊進口模型的結果不很一致,首先,我們預測長期價格彈性顯示人民幣實際匯率的升值減少中國從所有亞洲國家的進口。韓國和泰國的系數顯著。對于高收入國家――美國、德國和日本――系數是負,但是在統計上不顯著。只有俄羅斯和澳大利亞的系數是正,但統計上不顯著。
至于收入彈性,通常是正的,盡管很低,統計上經常不顯著。中國從日本、臺北、德國、俄羅斯、馬來西亞和泰國的進口隨來自這些國家FDI的增加而增加。韓國有些例外,FDI長期系數是負的且顯著。表2匯總了中國雙邊出口和進口模型中的長期價格彈性和收入彈性。
為了更好地理解中國與不同國家進口匯率彈性中存在的不同結果,我們檢驗了中國與其主要貿易伙伴國的進口構成。澳大利亞和俄羅斯對中國主要是出口能源和原材料,這也許可以解釋中國從這些國家的進口對匯率反應較弱的原因。有些奇怪的是,中國經濟活動的增加對于從俄羅斯的進口并沒有顯著的正的影響(實際上,其關系是負的,但統計上不顯著)。缺少聯系可能是因為俄羅斯和中國之間交通聯系不發達:如果鐵路滿負荷,需求增加不會令更多的石油可以運入中國。相反,來自澳大利亞的進口確實隨中國工業增加值的增加而增加。
在結果中可以清晰加以區分的第二批國家是那些高收入國家。德國、日本和美國的出口對于雙邊實際匯率的變化不敏感。德國和日本對中國的出口主要由FDI驅動,但美國對中國的出口受益于中國經濟發展。考慮到從這些國家的出口結構,這些結果很自然。德國和日本出口到中國的商品一半為機械與電子,用于出口導向企業(主要是外資企業)。來自美國的進口,種類更多,包括大豆、飛機和高技術芯片。美國的大部分產品直接用于中國的國內部門,沒有中國的替代品與其競爭,這可以解釋低的甚至是負的匯率彈性。
第三類國家包括亞洲新興國家,對中國的出口受人民幣升值出現負影響。主要對中國的出口部門出口產品、部件和零件,因而他們對中國的出口與人民幣升值負相關。
關鍵詞：拉丁美洲；農產品貿易；引力模型；貿易潛力
F7247B
蔡鑫（1989-），男，山東單縣人，碩士研究生，研究方向：農產品貿易。
一、引言
自加入WTO以來，中國同拉丁美洲國家的經貿關系不斷發展，農產品貿易額有了較大幅度提高。2006年以來，中國已先后同智利、秘魯和哥斯達黎加簽署了自由貿易協定，且正在與哥倫比亞進行貿易談判，有望于近期達成協議。2008年中國政府了《中國對拉丁美洲和加勒比政策文件》，提出中國將加強與拉丁美洲和加勒比國家在農業、投資、減貧等多領域的全面合作。
中國同拉丁美洲國家（簡稱中拉）農產品貿易額從1992年的82億美元升至2011年的2618億美元，漲幅超過30倍，年均增長率達441%。拉美國家是中國農產品的主要進口市場之一，近年來自拉美國家農產品進口額在中國農產品進口總額中的比例始終保持在27%左右。由于地理因素的差異，中國同拉美國家農產品貿易的互補性要遠遠大于競爭性。可以預見在相當長的一段時間內，中拉雙邊農產品貿易額仍將持續增長。與此同時，也應該注意到農產品貿易發展的不平衡性，如貿易逆差逐步擴大，進口來源國與進口商品種類較為單一等。在這種形勢下，開展對中拉農產品貿易影響因素和潛力問題的研究，對于促進中拉農產品貿易可持續增長、經貿關系健康發展具有重要的現實意義。
二、文獻綜述
國內系統研究中拉農產品貿易的文獻很少，僅限于介紹中拉農產品貿易的現狀、特征與發展趨勢。馬建蕾與秦富等（2012）指出中國與拉美國家農產品貿易發展非常不平衡，雙邊農產品貿易存在巨大的發展潛力，也面臨著跨國公司控制、貿易成本高昂、拉美國家農業投資環境不理想等多方面的挑戰，同時針對進一步提高貿易和投資的便利化程度提出了對策建議。董銀果等（2008）認為中國與拉丁美洲經貿關系的發展可分為中國加入WTO前和加入WTO后兩個階段：中國加入WTO前，雙邊經貿關系發展較為平緩，而加入WTO雙邊貿易規模急劇擴大，貿易品種多樣化，產業間貿易和互補貿易特征明顯。賈焰等（2010）在介紹拉丁美洲農業概況的基礎上，分析了中國與拉丁美洲農業貿易和農產品合作現狀，并提出了建立健全雙邊農業合作機制、成立農業技術中心、派遣專家加強農業技術合作等對策建議。
近年來，許多國內學者采用引力模型對中國的貿易流量和潛力進行實證研究。盛斌等（2004）運用引力模型檢驗了新興市場經濟體的出口貿易流量，從總量和部門兩個層次就中國對40個主要貿易伙伴的出口潛力進行了估算，結果顯示中國出口總體上表現為“貿易過度”，但俄羅斯、日本等7個國家和地區表現為“貿易不足”。孫林（2008）對中國農產品貿易流量及其潛力進行了測算，結果顯示：中國與美國、日本之間存在農產品“貿易過度”，而與墨西哥、俄羅斯、印度等發展中國家或轉型國家以及歐盟、澳大利亞、加拿大等發達國家和地區則出現“貿易不足”。張海森等（2008）對中國—東歐農產品貿易進行了實證研究后指出：經濟總量和人口規模對雙邊的農產品貿易具有促進作用，而自然地理和人均GDP差異以及歐盟東擴等政策因素則不利于雙邊農產品貿易規模的擴大。張會清等（2012）通過考察2000—2008 年間中國對120 個貿易伙伴國（地區）的商品出口數據，基于擴展引力模型的面板數據計量方法，揭示了我國出口潛力的地區分布與歷史演變特征，并測算了后危機時期中國的出口潛力，在保持歐美傳統市場份額基本穩定的前提下，將市場重心逐漸轉向出口潛力較大的亞洲和拉美新興經濟體，進一步密切中非經貿合作關系，使其成為未來出口市場多元化的潛在對象。呂宏芬等（2013）以中國與智利的自由貿易協定為例，采用引力模型，定量研究兩國的經濟一體化程度以及區域經濟一體化所創造的貿易效應。國內外學者采用引力模型對不同國家和地區之間的貿易流量和潛力進行了大量的實證研究。然而，迄今為止，卻較少見到專門針對中拉農產品貿易流量和潛力的研究文獻。
三、模型及數據
（一）模型構建
本文采用貿易引力模型將中國對拉美國家的農產品出口貿易、進口貿易和總貿易的決定分別加以研究。引力模型（gravity model）源于牛頓的物理學萬有引力定律，即兩個物體之間的作用力與兩個物體的質量成正比，與物體間的距離成反比。Evenett和Keller（2002）在總結了大量文獻的基礎上指出，引力模型在理論上可以由李嘉圖、赫克歇爾—俄林和規模收益遞增等理論推出。Tinbergen（1962）和 Poyhonen（1963）最早將引力模型運用到國際貿易研究領域，提出兩國雙邊貿易流量的規模與兩國的經濟總量成正比，而與兩國之間的物理距離成反比。貿易引力模型的基本形式為：
（1）
其中：代表i、j兩國的農產品貿易額（進口額、出口額或進出口額），和分別代表i、j兩國的國內生產總值，代表i、j兩國首都的距離，A是常數項。
除此之外，兩國經濟規模相對差異、貿易品種等因素也可作為解釋變量，是否簽有自由貿易協定因素也可作為虛擬變量加入模型當中。本文的創新之處在于將農業增加值代替兩國的國內生產總值，因為考慮到中拉農產品貿易總額相對較小，使用農業增加值會更加準確，同時將經濟規模相對差異、貿易品種等因素也作為解釋變量加入模型當中，考察經濟規模差異大小和貿易品種的多少對貿易額的影響。
對上式兩端取自然對數，轉換為線性形式：
（2）
（二）數據來源
以上引力模型都是基于1992—2011年面板數據進行估計的。本文選取了經濟規模相對較大的12個拉美國家為研究對象，即阿根廷、巴西、智利、哥倫比亞、哥斯達黎加、古巴、厄瓜多爾、牙買加、墨西哥、巴拉圭、秘魯、烏拉圭。其中巴西、阿根廷、秘魯、智利、烏拉圭、墨西哥、古巴是中國在拉美國家的前7大貿易伙伴，其農產品貿易額占到中拉農產品貿易總額的97%以上，同時考慮到拉丁美洲地理特點，西印度群島、中美洲、南美洲均有國家被選取使得數據具有更加廣泛的代表性。
貿易數據及貿易品種數據均來自聯合國貿易數據庫（http：//comtradeunorg/db/）；中國與拉丁美洲各國首都間的距離源自黃金易園數據庫（http：//wwwhjqingcom/find/jingwei/indexasp）；各國GDP、人均GDP、農業增加值等數據源自世界銀行數據庫（http：//dataworldbankorgcn/）；所簽署自由（區域）貿易協定數據源自世界貿易組織網站（wwwwtoorg/）。
四、實證結果
本文采用1992—2011年的時間序列數據，對中拉之間的農產品貿易流量分別以中國向拉美進口、出口和進出口三個方向進行了測算，采用廣義最小二乘法對包含9個解釋變量的引力模型進行回歸分析，結果如表2所示。
（一）中國自拉美國家農產品進口貿易
最終回歸結果如下：
伙伴國農業增加值、距離、進口貿易品種和經濟規模相對差異達到了1%的顯著性水平，中國農業增加值達到了5%的顯著性水平，其它解釋變量因沒有達到10%的顯著性水平而沒有進入方程。
從上式可以看出，影響我國自拉美國家農產品進口貿易的因素較多，伙伴國農業增加值、距離、進口貿易品種等因素對中拉農產品進口貿易具有明顯的正向作用；而中國農業增加值和經濟規模相對差異對中拉農產品進口貿易具有負向作用。
（二）中國向拉美國家農產品出口貿易
最終回歸結果如下：
伙伴國農業增加值、中國農業增加值、距離、進口貿易品種和是否簽有自由貿易協定達到了1%的顯著性水平，其它解釋變量因沒有達到10%的顯著性水平而沒有進入方程。
從上式可以看出，伙伴國農業增加值、中國農業增加值、進口貿易品種和是否簽有自由貿易協定等因素對中拉農產品出口貿易具有明顯的正向作用；距離對中拉農產品出口貿易具有負向作用。
（三）中國與拉美國家農產品進出口貿易
最終回歸結果如下：
伙伴國農業增加值、中國農業增加值、經濟規模相對差異達到了1%的顯著性水平，是否簽有自由貿易協定達到了5%的顯著性水平，其它解釋變量因沒有達到10%的顯著性水平而沒有進入方程。
從上式可以看出，伙伴國農業增加值、中國農業增加值和是否簽有自由貿易協定等因素對中拉農產品進出口貿易具有明顯的正向作用；經濟規模相對差異對中拉農產品進出口貿易具有負向作用。
五、貿易潛力測算
引力模型的重要應用在于估算雙邊貿易流量的潛力，即計算實際貿易流量與引力模型預測的模擬值的比值。如果兩個國家（地區）的實際貿易額超過了引力模型的預測貿易額，就可以認為這兩國（地區）之間存在緊密的貿易關系；反之，則認為這兩國（地區）之間的貿易關系不夠緊密即存在著較大的貿易潛力，貿易潛力具體計算結果如表3所示。
根據貿易流量實際值與模擬值大小的比較，可以將拉美國家分為潛力巨大、潛力開拓和潛力再造三種類型：
一是潛力巨大型，此時實際值與模擬值的比值小于或等于080。同這種貿易伙伴擴大貿易規模的現有潛力非常大。農產品出口潛力巨大型國家包括阿根廷、牙買加、墨西哥、巴拉圭和秘魯等；農產品進口潛力巨大型國家包括阿根廷、哥倫比亞、墨西哥和巴拉圭等；農產品貿易潛力巨大型國家包括阿根廷、哥倫比亞、哥斯達黎加、厄瓜多爾和巴拉圭等。
二是潛力開拓型，此時實際值與模擬值的比值在080～120之間，中國與這些貿易伙伴發展農產品雙邊貿易的潛力尚未充分發揮，還有較大的發展空間。農產品出口潛力開拓型國家包括哥倫比亞、古巴、厄瓜多爾和烏拉圭等；農產品進口潛力開拓型國家包括智利和厄瓜多爾等；農產品貿易潛力開拓型國家包括智利和牙買加等。
三是潛力再造型，此時實際值與模擬值的比值大于或等于12。按模型分析，與這種貿易伙伴擴大貿易規模的現有潛力已經用完，進一步發展貿易關系的主要思路是在保持現有積極因素的同時，發展培育其他促進貿易發展的因素。農產品出口潛力開拓型國家包括巴西、智利和墨西哥等；農產品進口潛力開拓型國家包括巴西、哥斯達黎加、古巴、牙買加、秘魯和烏拉圭等；農產品貿易潛力開拓型國家包括巴西、古巴、秘魯和烏拉圭等。
六、結論及對策建議
（一）研究結論
1影響中國對拉美各國農產品進出口貿易的主要因素不盡相同，反映了二者在經濟增長和產業結構的不同特點。影響中國對拉美農產品出口額的因素主要有伙伴國農業增加值、中國農業增加值、距離、進口貿易品種和是否簽有自由貿易協定；影響拉美國家向中國農產品出口的因素主要有伙伴國農業增加值、中國農業增加值、距離、進口貿易品種和經濟規模相對差異。其中，伙伴國農業增加值對中拉農產品進出口貿易均為正向作用，而中國農業增加值在中拉進口農產品貿易中呈現負向作用，在出口農產品貿易中呈現正向作用。農產品出口在經濟地位上的差異可能是造成影響因素不同的重要原因。
2經濟規模相對差異、農產品貿易品種及是否簽訂自由貿易協定對中拉農產品貿易額具有重要影響。從回歸方程式中可以看出，隨著中國與伙伴國之間經濟規模差異的擴大，中國與伙伴國之間的農產品進口額和進出口額均呈現下降趨勢；中拉之間無論是農產品進口還是出口，貿易品種對貿易額均具有正向的積極作用；簽訂自由貿易協定對中拉農產品出口額及進出口額均具有顯著的正向作用。
3中拉農產品進出口具有不同的潛力空間，總體而言中國向拉丁美洲國家農產品出口更具潛力。農產品出口潛力巨大型國家包括阿根廷、牙買加、墨西哥、巴拉圭和秘魯等；農產品進口潛力巨大型國家包括阿根廷、哥倫比亞、墨西哥和巴拉圭等。從貿易潛力測算系數可以看出，中國自拉美國家農產品進口比值大于1的有5個，而中國向拉美國家農產品出口比值大于1的有7個。
（二）對策建議
1不斷加大農業生產扶持力度。中國農業增加值的增長不僅會擴大中國向拉美農產品出口規模，還會減少其進口。具體措施包括加強農業基礎設施建設、對農民給予更多補貼和獎勵資金、加大促進農業生產發展的資金投入等。
2積極推進中拉貿易自由化進程。中國同拉美國家簽署自由貿易協定更有助于中國農產品出口額的增長。同時自由貿易協定的簽署可實現資源有效配置和合理利用。
3積極開拓農產品貿易新領域。貿易品種對中拉農產品出口額具有顯著的正效應，中國應該充分發揮其比較優勢，積極擴展農產品貿易品種，進而擴大出口。
4深入研究中國與拉美伙伴國之間的農產品貿易關系，采取差異化的貿易對策措施。加強與處在“貿易潛力巨大型”和“貿易潛力開拓型”區間的國家和地區之間的貿易聯系，以進一步挖掘農產品貿易潛力。中國應在保持與巴西、智利和墨西哥等“貿易潛力再造型”國家農產品貿易規模的同時，將更多精力投入到具有貿易潛力成長空間的國家，如阿根廷、牙買加、墨西哥、巴拉圭、秘魯、哥倫比亞、古巴、厄瓜多爾和烏拉圭等。
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[11]賈焰，李先德中國與拉丁美洲及加勒比地區的農業貿易形勢及農業合作前景展望[J]世界農業，2010（7）：33-37
關鍵詞：人民幣升值;進出口貿易;調整產業結構
1 引言
近年來，人民幣升值成為國內外備受關注的問題，特別是2005年7月21日央行宣布，我同開始實行以市場供求為基礎、一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制。自2009年9月9日人民幣匯率突破6.83的關口以來，人民幣匯率持續走高。西歐各國在各種公開場合對人民幣升值施加壓力，在g20匹茲堡峰會、g7意大利峰會等國際多邊論壇上，人民幣匯率低估與國際收支失衡成為討論焦點。眾所周知，出口一直是拉動我國經濟增長的重要驅動力。商務部于2010年9月6日在北京舉辦了“2010中國進口論壇”，旨在為中外各方搭建溝通的平臺，詮釋中國在擴大進口方面采取的措施和成效，分析探討中國市場的潛力和機遇。在這樣的大背景下，研究人民幣升值與我國進出口貿易的相關性具有很現實的意義。
2 人民幣升值與我國進出口貿易相關性的實證分析 1 模型指標解釋及數據選取
（1）國民收入及進出口數據：本國國民收入用我國gdp（ggdp）表示，貿易伙伴國的國民收入用oecd成員國gdp指數（fgdp）表示，進口和出口數據分別用我國進口（import）、出口總額（export）表示。
（2）物價指數：本國出口價格采用中國cpi指數（gcpi）表示，同樣選用oecd國家的綜合cpi指數（fcpi）表示我國貿易伙伴國的出口商品價格。
（3）匯率數據：用人民幣實際有效匯率，同時，為考察2005年匯率改革對我國宏觀經濟的影響，將2005年人民幣匯率形成機制改革事件定義為虛擬變量k，即匯率改革前的年份，k為0，自2005年以后，k為1。
以上所有數據均來源于《中國經濟統計數據庫》，用單位根檢驗方法變量進行平穩性檢驗。檢驗結果如下表所示（表1表示總進出口數據檢驗結果）：
注：（1）表中的臨界值是由mackirmon給出的數據計算出來的，表示5%顯著性水平下的臨界值；
（2）變量名稱前加字母“d”表示一階差分后的變量。“dd”表示二階差分后的變量。 2 匯率變動對進出口影響的實證檢驗
（1）匯率變動對出口需求的影響。
分別構建以真實有效匯率rate的匯率因素對我國出口影響的出口需求模型，模型結果
gcpi沒有通過檢驗，本文認為主要是我國出口的多是些輕工業、制造業的商品，價格較低，同時這些商品的價格彈性非常小，所以價格對我國出口貿易影響較小，因而gcpi沒有通過檢驗。
除去gcpi后需求函數為：
結果表明，擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，通過整體性檢驗，各個變量的系數均通過t檢驗，說明該協整方程個變量系數顯著。據協整方程知，人民幣匯率對我國出口額有一定影響，即當人民幣貶值時，若人民幣兌美元的匯率每上升一個百分點，出口額將上升近1.2個百分點，反之，人民幣升值時，若人民幣兌美元的匯率下降一個百分點，出口額將下降近1.2個百分點；匯率改革前，人民幣升值預期己經累積了較長一段時期，市場預測政府將啟動匯率改革解決人民幣升值壓力。因此，匯率改革預示著未來匯率風險增加，企業為規避匯率一次性大幅升值帶來的損失，加速出口的欲望強烈；同時，企業為釋放產能過剩壓力，擴大出口能力，積極開拓國際市場，改善產品結構，帶動競爭力提高，促進了出口增加。
（2）匯率變動對進口需求的影響。
人民幣大幅升值將顯著增強中國企業的購買力，對企業加大當前對經濟發所急需的資源類產品、生產設備將產生明顯的帶動作用。根據進口需求函數模型結果
由方程可知，匯率改革政策沒有通過檢驗。本文認為匯率改革重點影響的是我國的出口貿易。由于匯率政策，匯率的不確定性增大，出口貿易企業加緊出口，但是，進口貿易企業卻不敢輕易采取行動，因為不穩定，導致進口的成本大小存在不穩定性，特別是在人民幣升值壓力極大，所以在這種成本降低的可能性較大。因此進口企業多處于觀望狀態，因此進口貿易比較保守，所以，匯率改革對進口貿易影響較小，因此匯率改革k沒通過檢驗。
由方程可知，ggdp沒有通過檢驗。本文認為有以下原因：根據支出法核算gdp，gdp中包含凈出口，同時根據我國實際的國情，我國存在長期的貿易順差，因此出口額遠遠的超過進口額，因而在整個ggdp測算中進口額占據較小比例，所以導致我國的ggdp對進口影響較小，因此ggdp沒有通過檢驗。
r2=0.984783 adj-r2=0.982993 aic=-0.991817 sc=-0.842457 f=550.1019。
協整檢驗結果表明，模型擬合度較高，方程整體f檢驗十分顯著，各變量系數均通過t檢驗，協整方程變量系數顯著成立。
據協整方程可知：除了外國的fcpi對我國進口貿易有顯著影響外，匯率對進口貿易也有很大影響。即人民幣升值時，若匯率下降一個百分點，出口額將上升近1.12個百分點，反之，當人民幣貶值時，若匯率每上升一個百分點，出口額將下降近1.12個百分點。
3 結論
雖然人民幣升值對我國經濟發展短期內會有一些不利影響，人民幣升值短期內會增加設備和原材料的進口，擴大貿易逆差，但從長期來看，有利于提高出口部門的經濟效率，有利于促進結構調整，提高出口競爭能力，同時人民幣升值可以降低進口成本，促進國內企業進口國外先進的設備、技術等，這將有利于國內企業進行升級改造，也有助于提高國內企業的效率，最終會扭轉貿易逆差，從而改善我國的貿易收支;有效消除人民幣升值對我國進出口貿易的不利影響。
［1］盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響［j］.經濟研究，2005，（5）：31-39.
[關鍵詞]中國；菲律賓；香蕉；貿易
[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]2095-3283（2014）01-0006-03
[作者簡介]鄭國富（1981-），男，瑤族，廣西桂林人，講師，研究方向：東盟經濟；楊從平（1975-），男，瑤族，廣西資源人，講師，華中師范大學信息管理學院在讀博士研究生，研究方向：中國與東盟經貿合作、國際物流。
[基金項目]廣西民族師范學院2012年“邊疆問題研究基地開放基金項目”，項目編號：BJZD2012001；廣西民族師范學院2012年度中青年骨干教師科研立項項目，項目編號：2012RCGG004。一、引言
目前，菲律賓是全球第二大香蕉產地，僅次于厄瓜多爾。據菲律賓農業部統計，全國香蕉種植面積約45萬公頃，主要集中在南棉蘭老區、南他加祿區、卡加拉區和米沙鄢西部等[1]。長期以來，香蕉已成為菲律賓主要出口農產品，2012年，香蕉出口額占其水果出口總額的6251%。目前，菲律賓香蕉種植、加工、制造及出口帶動國內約50萬人就業，香蕉產業在菲律賓國民經濟中具有重要影響。
近年來，菲律賓一直是我國香蕉第一大進口來源地，品種以貢蕉鮮果為主（卡文迪什香蕉，Cavendish banana）。2012年5月10日，中國深圳檢驗檢疫局發現一批菲律賓進口香蕉中含香蕉腎盾蚧等有害生物，中國國家質檢總局隨即發出警示通報，宣布暫停受理自菲律賓起運的出口商及其果園和包裝廠的香蕉進口業務，并對此前菲律賓已發運至中國海關的香蕉須經檢驗檢疫合格后方可入境。與此同時，中菲兩國在黃巖島和南海部分島嶼及海域問題爭端也在不斷升級，致使“中菲香蕉貿易戰”備受關注。其影響完全超越純粹的貿易層面，對中菲雙邊貿易乃至兩國關系發展均具有不同程度的影響。
兩事件緊密相隨，國內外部分學者、官員和民眾認為是中國對菲律賓在南海不正當行為的“懲罰”。菲律賓香蕉種植與出口商協會主席安蒂格認為，“黃巖島對峙事件導致中方對進口菲律賓香蕉實施了更嚴格監管”。中國商務部國際貿易經濟合作研究院研究員梅新育認為，中菲香蕉貿易戰是中國對菲律賓在的“以經逼政”策略。中國駐東盟大使佟曉玲表示，對菲律賓香蕉采取嚴厲檢驗檢疫規定是中國經貿部門、質檢機構加強對進口食品監管的必要行為，是完全遵循和符合國際慣例及國際法準則的，不能將此事與黃巖島事件直接掛鉤。
二、中菲香蕉貿易的基本狀況
（一）基于中方統計數據分析
1貿易規模
2008年，中國自菲律賓進口香蕉127877萬美元，占中國香蕉進口總額的9230%，該比重創下近年來最高水平。2009年，中國自菲律賓香蕉進口額同比增長2076%，達到154421萬美元。2010年1月1日，隨著中國―東盟自貿區的建成，各成員國逐步履行降低關稅與減少非關稅壁壘義務，2010年和2011年，中國自菲律賓香蕉進口額連續保持兩位數以上增長，增長率分別為3299%和7872%，其中，2011年，進口再創新高，達36703萬美元；2012年，進口299114萬美元，較上年減少67916萬美元，下降1850%，自菲香蕉進口額占香蕉進口總額的8179%，同比下降近10個百分點，但菲律賓仍是我國最大香蕉進口來源地。對菲律賓而言，2011年，中國自菲律賓香蕉進口占菲律賓香蕉出口總額的7790%。2012年，因中國對菲律賓進口香蕉實施嚴厲檢驗檢疫新規定，直接導致中方自菲律賓香蕉進口受阻，該比例大幅下降至4617%（參見表1）。
2貿易數量
2008年，中國自菲律賓香蕉進口數量為317774萬噸，占中國香蕉進口總量的8770%。2009年和2010年，中國自菲律賓香蕉進口數量繼續保持較快增長，但其所占比重卻呈逐漸下滑趨勢。2011年，中國自菲律賓進口香蕉數量達到歷史最高水平，為69383萬噸，增幅5886%，占中國香蕉進口數量的8475%。2012年，中國自菲律賓進口香蕉496404萬噸，下降2846%。
3進口均價
2008―2012年，中國自菲律賓香蕉進口均價呈遞增趨勢。2008年，中國自菲律賓香蕉進口均價為402美元/噸，2011年上漲至529美元/噸，2012年，又迅速上升至603美元/噸，明顯高于進口均價（491美元/噸）。
（二）基于菲方統計數據分析
1貿易規模
2008年，菲律賓香蕉出口總額為405671萬美元，其中，對中國出口18414萬美元，所占比重僅為454%，排名第四位。前三位分別為日本（5367%）、伊朗（1663%）和韓國（856%）。2009年，菲律賓對中國香蕉出口額下降2228%，中國市場所占比重僅為397%，排名仍保持第四位。2010年和2011年，菲律賓對中國香蕉出口金額出現高速增長，增長率分別達13129%和12737%。其中，2010年，菲律賓對華香蕉出口3310萬美元，占香蕉總出口的1037%，排名上升至第三位，前兩位為日本（5255%）和伊朗（1213%）；2011年，菲律賓對華香蕉出口7526萬美元，占比1597%，排在第二位，僅低于日本（250415萬美元，5315%）。2012年，隨著中菲香蕉貿易戰的爆發，菲律賓對中國香蕉出口增速放緩，增長率僅為2236%，但出口貿易額再創歷史新高，達到92087萬美元，占菲香蕉出口總額的1421%，排名第二位，仍低于日本（30742萬美元，4745%），所占比重較2011年下降176個百分點（參見表2）。
2貿易數量
2008年，菲律賓對中國香蕉出口122549萬噸，僅占香蕉出口總量的559%，排名第四位，低于日本、伊朗和韓國。2009年，菲律賓對中國出口香蕉數量大幅下滑3130%。2010年和2011年，菲對華香蕉出口數量大幅增長9692%和11643%。2012年，菲律賓對中國香蕉出口數量增速放緩，同比僅增長1794%，出口數量達到423211萬噸的歷史峰值，占當年菲律賓香蕉出口總量的1598%，僅低于日本（1085053萬噸），所占比重較2011年下降165個百分點。
3出口均價
2010―2012年，菲律賓對中國香蕉出口均價呈遞增趨勢，出口均價分別為200美元/噸、210美元/噸和218美元/噸，顯著低于同期菲律賓對日本香蕉出口均價212美元/噸、257美元/噸和283美元/噸，也略低于同期菲律賓香蕉出口均價201美元/噸、230美元/噸和245美元/噸。
三、中菲香蕉貿易戰影響的經濟學解析
（一）基于中方統計數據的中菲香蕉貿易戰對中方的影響
1中國自菲律賓香蕉進口金額與數量小幅下降
2012年，中國政府對菲律賓香蕉進口采取嚴厲檢驗檢疫措施，抬高進口門檻，直接導致中國自菲律賓香蕉進口的金額與數量兩項指標雙雙下降，其中，進口金額下降1850%，進口噸數下降2846%，菲律賓香蕉在中國香蕉進口市場份額中下降近10個百分點。這對國內香蕉種植業發展相對有利，可在一定程度上緩解進口對產業的沖擊。
2中國香蕉進口市場結構小幅調整
2012年，中國自厄瓜多爾、泰國、緬甸、哥斯達黎加等主要香蕉貿易伙伴的進口金額及噸數出現大幅增長，尤其自厄瓜多爾（中國香蕉進口第二大來源地）的進口金額與數量均出現大幅增長。2011年，中國自厄瓜多爾香蕉進口金額僅占中國進口香蕉總額的131%，而2012年，該比重已大幅躍升至846%。盡管2012年中菲兩國爆發香蕉貿易戰，但菲律賓香蕉在中國香蕉進口市場中的地位依然較為牢固和突出，仍居于首位，這種市場格局在短期內不會有較大改變。
3中菲雙邊貿易繼續保持增長
中菲兩國香蕉貿易戰對雙邊貿易發展總體態勢并無太大負面沖擊。2012年，中菲雙邊貿易仍然保持了較快增長，雙邊貿易總額增長1229%，略低于2011年增長率（1616%），其中，中國對菲律賓出口增長1601%，自菲律賓進口增長936%。其主要原因：首先，香蕉貿易在兩國貿易中比重很小，對兩國貿易總體發展影響甚微；其二，對菲律賓而言，“物美價廉”的中國商品使其難以再尋找相同價位的替代品；第三，中國國內巨大市場具有無限的發展潛力，對菲律賓而言極具吸引力。
（二）基于菲方統計數據的中菲香蕉貿易戰對菲方的影響
1菲律賓對中國出口香蕉金額與數量均保持增長
盡管2012年中國對菲律賓香蕉進口采取嚴厲檢驗檢疫措施，但全年菲律賓對中國香蕉出口金額與數量仍保持較快增長，各項指標不減反增，其中，香蕉出口貿易金額同比增加16827萬美元，增長率為2236%，相對2011年的12737%大幅放緩。菲律賓政府為了應對中國政府所采取的嚴厲新規定，積極鼓勵國內蕉農調整生產與包裝，加強香蕉出口裝運前檢驗檢疫，督促及時防治與清理出口香蕉中所含各類有害生物病蟲，以減少出口時可能帶來的不必要損失與麻煩。
2菲律賓香蕉出口市場結構小幅調整
2012年，菲律賓對世界香蕉出口金額為64788萬美元，同比增長3751%，但相對于2011年的增速下降了10個百分點，出口噸數達2648369萬噸，同比增長2939%，基本與2011年增速持平。2013年1―4月，菲律賓香蕉出口金額達到28176萬美元，同比增長6761%。
隨著中國香蕉進口市場門檻抬高，迫使菲律賓香蕉出口市場開始逐漸轉向其他國家（地區）。 韓國農村經濟研究院（2012）曾指出，因為菲律賓與中國發生糾紛，原本由中國進口的大部分香蕉被運往日本和韓國市場，2012年，菲律賓對日本、韓國香蕉出口金額分別增長2276%和2435%。在菲律賓香蕉出口數量前十位合作伙伴中，對沙特阿拉伯出口增長138178%、對中國香港增長35595%、對科威特增長32140%、對美國增長15865%，尤為引人注目的是，菲律賓對俄羅斯香蕉出口增長最為迅猛，出口數量同比增長62倍，出口金額同比增長425倍。
3中菲雙邊貿易繼續保持增長
2012年，菲律賓與中國雙邊貿易合作仍保持546%的較快增長，略高于菲律賓全國外貿增速（505%），但已明顯低于菲律賓與美國（671%）、日本（604%）、中國香港（1923%）、韓國（1122%）等主要貿易伙伴的增長率，其中，菲律賓對中國出口貿易金額僅增長093%，既低于菲律賓全國出口貿易總額增速（823%），也低于菲律賓對日本出口貿易增速（1145%）；菲律賓自中國進口貿易金額反而增長較快（971%），顯著高于全國進口增速（266%），也略高于菲律賓自美國進口貿易增速（926%）。
四、結語
（一）中菲香蕉貿易戰的影響效果評估
中國質檢總局對來自菲律賓香蕉加強檢驗檢疫，短期內給菲律賓香蕉進口造成了一定阻礙，但因中菲雙方統計數據存在較大差異，雙方對此評價呈現截然不同的結論，具體表現為：據中方統計數據分析，中菲香蕉貿易戰對菲律賓向中國出口香蕉影響較大，而據菲方統計數據分析，中菲香蕉貿易戰對菲律賓對中國出口香蕉影響較小。對菲律賓而言，為了應對中國對菲律賓香蕉進口的限制措施，一方面，已積極采取加強自身生產、加工和出口檢驗的標準；另一方面，逐漸實施市場多元化策略，大力開拓其他國家市場。2012年，菲律賓香蕉整體貿易發展所受影響不大。鑒于此，即使中國欲采取“以經逼政”策略，選擇具體實施行業則更為重要。
（二）加強經貿合作是兩國關系長遠發展的根基
2012年4月，中菲兩國因政治和領土沖突升級，進而引發“中菲香蕉貿易戰”等系列摩擦。從最終的經濟效應結果剖析，對菲律賓的全球香蕉貿易、全國外貿、國內經濟發展等影響極為有限，但卻反而會增添中菲雙方民間在相互認知中的隔閡與矛盾，尤其對菲律賓國內與此次事件密切相關的利益人（如蕉農、制造和出口商）。 面對中菲兩國在政治和領土上的沖突，以經濟策略解決政治問題是一把“雙刃劍”，尤需慎重。 長遠來看，積極加強雙方政府協商與經貿合作才是解決問題的關鍵，同時，進一步促進中菲兩國民間友好合作與交流更是未來兩國關系健康、可持續發展的重要根基。
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