時(shí)間：2023-06-02 09:02:40
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關(guān)鍵詞： 進(jìn)口貿(mào)易；生存分析；持續(xù)時(shí)間
中圖分類號(hào)：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
隨著經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展，中國和世界各國貿(mào)易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進(jìn)口也是在逐年增加。2004年進(jìn)口貿(mào)易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時(shí)，中國進(jìn)口產(chǎn)品種類和進(jìn)口來源國數(shù)量也在不斷增加。《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》顯示，2004年中國進(jìn)口產(chǎn)品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個(gè)國家和地區(qū)進(jìn)口，2006年這一數(shù)量增加到216個(gè)國家和地區(qū)。從總量上看，中國與世界各國的貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)穩(wěn)定增長；從微觀層面上看，公司是貿(mào)易關(guān)系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿(mào)易關(guān)系。當(dāng)我們將考察視角定位在公司層面上，即一個(gè)公司從某個(gè)國家進(jìn)口某種產(chǎn)品被視為一個(gè)特定的貿(mào)易關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)中國2000年有166萬對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿(mào)公司似乎與各伙伴之間的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)、穩(wěn)定、長期的，在新的貿(mào)易關(guān)系產(chǎn)生的同時(shí)，舊有的貿(mào)易關(guān)系也在繼續(xù)。但在作進(jìn)一步分析后發(fā)現(xiàn)，情況完全相反，中國公司與各國之間的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是不斷變化、不斷調(diào)整的，舊有的貿(mào)易關(guān)系不斷結(jié)束，新的貿(mào)易關(guān)系不斷產(chǎn)生。在2000年的166萬對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，只有68萬對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)到了2001年，大約60%的貿(mào)易關(guān)系沒有持續(xù)到第二年。2002年，僅有38萬對貿(mào)易關(guān)系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿(mào)易關(guān)系（占6%）持續(xù)時(shí)間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿(mào)易關(guān)系呢，他們又是如何影響的呢？
在傳統(tǒng)的國際貿(mào)易模型中，人們經(jīng)常忽視了貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿(mào)易模式是靜態(tài)的和穩(wěn)定的，在這些模型中，他們認(rèn)為貿(mào)易關(guān)系一旦確立就會(huì)持續(xù)到永遠(yuǎn)。例如俄林的要素供給比例理論認(rèn)為，貿(mào)易是基于兩國間要素稟賦的差異，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(mào)易關(guān)系就會(huì)保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿(mào)易的動(dòng)態(tài)關(guān)系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進(jìn)入，而對于已經(jīng)存在的貿(mào)易關(guān)系會(huì)怎么樣，則沒有進(jìn)行分析[2-5]。
除了利用理論模型來考察國際貿(mào)易關(guān)系之外，學(xué)者也利用數(shù)據(jù)進(jìn)行了不少實(shí)證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系及其持續(xù)時(shí)間以及德國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系[6，7]。
以下將根據(jù)2000～2006年《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運(yùn)用K-M曲線以及Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型，考察貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時(shí)間。同時(shí)，與Besedes & Prusa（2006）關(guān)于美國的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間的相關(guān)研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿(mào)易上，以能夠更為細(xì)致地描述和揭示中國的對外貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時(shí)間問題。
二、 數(shù)據(jù)、模型和變量選擇
（一）數(shù)據(jù)的說明及其描述性統(tǒng)計(jì)分析
《海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》（2000～2006年）包括出口和進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，這里使用的是進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)為8位國際HS編碼，逐月統(tǒng)計(jì)了中國進(jìn)口貿(mào)易公司從各個(gè)國家進(jìn)口的各種產(chǎn)品的金額、數(shù)量、價(jià)格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻(xiàn)的做法，本文使用經(jīng)過整理后的年度數(shù)據(jù)，即只要以年為單位發(fā)生了一次或以上的貿(mào)易，都認(rèn)定貿(mào)易關(guān)系持續(xù)，否則認(rèn)為貿(mào)易關(guān)系中斷①。需要特別注意的是，該數(shù)據(jù)可能存在兩個(gè)方面的問題。一是存在刪失數(shù)據(jù)（censor data）。因?yàn)榭疾炱陂g是2000～2006年，共7年（表1表明，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數(shù)據(jù)可以說明問題），有些貿(mào)易關(guān)系一直持續(xù)到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態(tài)，因而存在刪失數(shù)據(jù)問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中斷后又再產(chǎn)生的問題。為了簡化問題，同時(shí)又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產(chǎn)生的貿(mào)易關(guān)系視為新的貿(mào)易關(guān)系。
表1描述了進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系數(shù)量及比例。我們發(fā)現(xiàn)在所觀測到的1 967 613對進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系中，有1 191 671（60.56%）對貿(mào)易關(guān)系只持續(xù)了1年；有100 757（5.12%）對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)了7年以上。刪失數(shù)據(jù)（censor data）有209 523對貿(mào)易關(guān)系，占到整個(gè)貿(mào)易關(guān)系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿(mào)易關(guān)系（即貿(mào)易開始年份不是2000年）306 064對，占整個(gè)貿(mào)易關(guān)系的15.56%。
四、結(jié)論
以上使用“公司-產(chǎn)品”層面數(shù)據(jù)考察了中國進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間及其影響因素，分析發(fā)現(xiàn)：中國公司與各貿(mào)易伙伴之間的進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間短，大部分（80%）貿(mào)易關(guān)系僅能持續(xù)1～2年，很少（5%）的貿(mào)易關(guān)系能持續(xù)超過7年。這表明從“公司-產(chǎn)品”層面看，中國進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系是動(dòng)態(tài)調(diào)整的：大量貿(mào)易關(guān)系結(jié)束的同時(shí)，不斷產(chǎn)生新的貿(mào)易關(guān)系。進(jìn)一步使用KM圖形方法和COX比例風(fēng)險(xiǎn)模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：語言與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間正相關(guān)，當(dāng)貿(mào)易雙方語言相同時(shí)，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間長；初始交易額、產(chǎn)品交易額、GDP和人均GDP等四個(gè)因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間正相關(guān)，其數(shù)值越大，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間越長；距離因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間負(fù)相關(guān)，貿(mào)易伙伴距離越遠(yuǎn)，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越大，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時(shí)間越短。
注釋：
①
例如：從2001～2005年A公司都從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品，但2006年A公司沒從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品，那么該貿(mào)易持續(xù)時(shí)間為5年。
②例如，從2001～2003年A公司都從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品，2004年A公司沒有從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品，但在2005年A公司又開始從B國進(jìn)口第C種產(chǎn)品。
參考文獻(xiàn)：
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貿(mào)易偽報(bào)下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規(guī)模難以直接測算。由于貿(mào)易偽報(bào)下的資本外逃是造成中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的重要原因，因此可以從中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進(jìn)而間接測算出貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模。
(一)中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值
根據(jù)國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值主要受以下5個(gè)因素的影響。
1．貿(mào)易雙方的統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同。
統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同，如統(tǒng)計(jì)轄區(qū)不同、運(yùn)輸時(shí)滯不同以及再出口內(nèi)涵不同①等，都會(huì)造成中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異。但由于統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同所產(chǎn)生的影響會(huì)相互抵消，其對雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價(jià)與離岸價(jià)的差別。
世界各國海關(guān)和統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)通常以到岸價(jià)(CIF，貨物價(jià)值包括從裝運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi))記錄和計(jì)算進(jìn)口貨物價(jià)值，同時(shí)以離岸價(jià)(FOB，貨物價(jià)值不包括從轉(zhuǎn)運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi))記錄和計(jì)算出口貨物價(jià)值。到岸價(jià)與離岸價(jià)之差主要由出口國(原產(chǎn)國)運(yùn)送貨物到進(jìn)口國(目的國)的保險(xiǎn)費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi)構(gòu)成，大概為離岸價(jià)的10%。
3．轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值。
中國經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)運(yùn)到貿(mào)易伙伴的貨物價(jià)值通常高于轉(zhuǎn)口國或地區(qū)直接從中國進(jìn)口時(shí)的貨物價(jià)值，這是因?yàn)檗D(zhuǎn)運(yùn)商為追逐利潤而抬高了貨物價(jià)格。這部分增加值沒有計(jì)入中國的出口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但被計(jì)入了貿(mào)易伙伴的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。
4．加工貿(mào)易增加值和走私。
加工貿(mào)易商品在出口后可能被中間商購買，經(jīng)中間商再轉(zhuǎn)賣給貿(mào)易伙伴，中間商為追逐利潤的加價(jià)行為會(huì)使貿(mào)易伙伴的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于加工貿(mào)易商品的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉(zhuǎn)賣的貨物價(jià)值，因此很難量化中間商加價(jià)行為對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響。同時(shí)，貨物走私逃避了海關(guān)監(jiān)管，這也會(huì)造成進(jìn)出口雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的差異，如走私的貨物價(jià)值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進(jìn)口國的進(jìn)口賬戶上。
5．貿(mào)易偽報(bào)。
貿(mào)易偽報(bào)是不法分子故意在進(jìn)出口的貨物價(jià)值上弄虛作假，以達(dá)到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿(mào)易偽報(bào)可分為出口偽報(bào)和進(jìn)口偽報(bào)。出口偽報(bào)，即出口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價(jià)值不符的報(bào)關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動(dòng)，包括出口低報(bào)和出口高報(bào)。出口低報(bào)是由出口商開出低于出口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票，進(jìn)口商將發(fā)票金額與實(shí)際貨物價(jià)值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監(jiān)管，將資本抽逃到海外;出口高報(bào)是出口商以高于出口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票向本國海關(guān)申報(bào)，其目的是繞過資本項(xiàng)目監(jiān)管，使國外資本非法流入國內(nèi)。進(jìn)口偽報(bào)，即進(jìn)口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價(jià)值不符的報(bào)關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動(dòng)，包括進(jìn)口高報(bào)和進(jìn)口低報(bào)。進(jìn)口高報(bào)是國外供貨商開出高于進(jìn)口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票，國內(nèi)進(jìn)口商向貨幣當(dāng)局申請的用匯高于實(shí)際用匯，其差額就存入了進(jìn)口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監(jiān)管，將資本抽逃到海外;進(jìn)口低報(bào)是指進(jìn)口商向海關(guān)申報(bào)的進(jìn)口貨物價(jià)值低于實(shí)際貨物價(jià)值，使本應(yīng)匯至境外的貿(mào)易結(jié)算資金滯留國內(nèi)，其目的是繞過資本項(xiàng)目管制，使國外資本非法流入國內(nèi)。上述5個(gè)因素是造成中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的主要原因。統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同以及加工貿(mào)易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產(chǎn)生的影響會(huì)彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計(jì)。到岸價(jià)和離岸價(jià)的差別可按照國際慣例將其換算成統(tǒng)一的計(jì)價(jià)方式。轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值的影響也可根據(jù)中國與轉(zhuǎn)口國或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。貿(mào)易偽報(bào)是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值中剔除主要的可觀測因素后進(jìn)行間接測算。值得注意的是，貿(mào)易偽報(bào)下會(huì)同時(shí)產(chǎn)生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃與進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃之和，對貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模進(jìn)行測算。
(二)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿(mào)易伙伴進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，特別是轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行CIF/FOB轉(zhuǎn)換①和相應(yīng)調(diào)整后，先計(jì)算出中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;然后再從統(tǒng)計(jì)差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計(jì)算出中國出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃和進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃，兩者之和即為貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模測算值。1．出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿(mào)易伙伴i在t年出口項(xiàng)下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;PIit為貿(mào)易伙伴i在t年從中國進(jìn)口的貨物價(jià)值;Ci為貿(mào)易伙伴i與中國進(jìn)行貿(mào)易的到岸價(jià)與離岸價(jià)轉(zhuǎn)換系數(shù)(2)，經(jīng)過轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價(jià)計(jì)算的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù);ΔVit為中國在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到貿(mào)易伙伴i的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿(mào)易伙伴i在t年從中國進(jìn)口的貨物價(jià)值;DEit為中國在t年對貿(mào)易伙伴i出口的貨物價(jià)值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報(bào)出口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報(bào)出口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)中國出口高報(bào)導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測算值;MEit=0，說明沒有出現(xiàn)貿(mào)易偽報(bào)行為。因此，中國出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿(mào)易伙伴i在t年進(jìn)口項(xiàng)下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;DIit為中國在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價(jià)值;Ci為中國與貿(mào)易伙伴i進(jìn)行貿(mào)易的到岸價(jià)與離岸價(jià)轉(zhuǎn)換系數(shù)(CIF/FOB)，經(jīng)過轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價(jià)計(jì)算的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù);ΔV''''it為貿(mào)易伙伴i在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到中國的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價(jià)值;PEit為貿(mào)易伙伴i在t年對中國出口的貨物價(jià)值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報(bào)進(jìn)口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報(bào)進(jìn)口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)中國進(jìn)口低報(bào)導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測算值;MIit=0，說明沒有出現(xiàn)貿(mào)易偽報(bào)行為。因此，中國進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的測算值(TCF)等于出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值(CFE)加上進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模時(shí)，需要對理論模型中的相關(guān)變量及其樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿(mào)易組織后，中國實(shí)行了一系列關(guān)稅減讓措施，相繼落實(shí)了各項(xiàng)改革承諾，中國與海外國家或地區(qū)的貿(mào)易往來日益頻繁，這為貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃提供了較多的渠道和機(jī)會(huì)。從樣本數(shù)據(jù)的可得性和質(zhì)量考慮，2001—2011年的樣本數(shù)據(jù)是由加入世界貿(mào)易組織后國內(nèi)外一些權(quán)威統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數(shù)據(jù)是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)。
2．以香港作為中國與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內(nèi)地是香港轉(zhuǎn)口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉(zhuǎn)口貨物中，原產(chǎn)地為中國內(nèi)地的貨物價(jià)值為19541億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值的62%;中國內(nèi)地也是香港轉(zhuǎn)口貨物的重要目的地，同時(shí)期香港轉(zhuǎn)口貨物中，轉(zhuǎn)口目的地為中國內(nèi)地的貨物價(jià)值為15219億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值的48%。另一方面，香港統(tǒng)計(jì)和公布的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)比較詳實(shí)，包括中國轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)和貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口到中國的貿(mào)易數(shù)據(jù)。可以認(rèn)為，選擇香港作為中國與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方較為合理。
3．對轉(zhuǎn)口貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)的處理。
為消除香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響，就需要知道香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易具體的轉(zhuǎn)口目的地。因?yàn)楝F(xiàn)有樣本數(shù)據(jù)只包含中國內(nèi)地通過香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的整體貨物價(jià)值，以及貿(mào)易伙伴通過香港轉(zhuǎn)口到中國內(nèi)地的整體貨物價(jià)值，并沒有細(xì)分到具體國家或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值，所以本文首先計(jì)算中國內(nèi)地通過香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿(mào)易伙伴通過香港轉(zhuǎn)口到中國內(nèi)地的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的總體差異值中扣除，以消除轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響。另外，考慮到香港轉(zhuǎn)口的到岸價(jià)與離岸價(jià)的差別，本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)Ca和貿(mào)易伙伴到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)C''''a均按104%進(jìn)行計(jì)量。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的整體增值率為［轉(zhuǎn)口額－(進(jìn)口額－留港自用)］/(進(jìn)口額－留港自用)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行的估算，中國內(nèi)地轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率比香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率約高出10%，貿(mào)易伙伴經(jīng)過香港轉(zhuǎn)出口到中國內(nèi)地的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率按香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率計(jì)算。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率和香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值的測算結(jié)果見表1。4．主要貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的選擇。由于貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的選擇對最終測算結(jié)果有較大影響，為測算中國貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模，本文需分析中國與貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并計(jì)算兩者之間的統(tǒng)計(jì)差異。本文在選擇貿(mào)易伙伴國或地區(qū)時(shí)遵循兩個(gè)原則:一是選擇經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的國家或地區(qū)，因?yàn)樗鼈兊氖袌龌潭雀摺①Y本管制少、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也齊備;二是選擇與中國貿(mào)易往來比較密切的國家或地區(qū)，因?yàn)樗鼈兣c中國進(jìn)出口貿(mào)易的貨物價(jià)值占中國全部進(jìn)出口貨物價(jià)值的比重大，以此測算貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的結(jié)果就更加準(zhǔn)確。基于這樣的認(rèn)識(shí)，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺(tái)灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時(shí)、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個(gè)國家或地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)。樣本期內(nèi)，這些國家或地區(qū)在樣本期內(nèi)從中國進(jìn)口的貨物價(jià)值平均占中國全部出口貨物價(jià)值的87%，其向中國出口的貨物價(jià)值平均占中國全部進(jìn)口貨物價(jià)值的80%(表2)。
三、測算結(jié)果及其說明
關(guān)鍵詞：進(jìn)口貿(mào)易；固定效應(yīng)模型；企業(yè)就業(yè)
中圖分類號(hào)：F752.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
文章編號(hào)：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文獻(xiàn)述評(píng)
長期以來，就業(yè)問題一直是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所關(guān)注的重點(diǎn)問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動(dòng)力市場突顯“用工荒”與“就業(yè)難”并存的結(jié)構(gòu)性失衡現(xiàn)象，探究勞動(dòng)力需求和結(jié)構(gòu)扭曲等問題的解決途徑成為相關(guān)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。在促進(jìn)和改善就業(yè)問題的研究中，對外貿(mào)易始終扮演著重要的角色，而現(xiàn)有大量理論與經(jīng)驗(yàn)研究均系統(tǒng)分析了出口貿(mào)易對于國內(nèi)就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)改善的促進(jìn)作用，分別從國家、行業(yè)、企業(yè)及個(gè)體等層面論證了出口、貿(mào)易自由化等對于就業(yè)增長的作用機(jī)制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿(mào)易增加了不同職業(yè)的勞動(dòng)需求，有利于促進(jìn)就業(yè)增長及技能和性別結(jié)構(gòu)的改善，且隨著貿(mào)易自由化程度的提高，貿(mào)易自由化可以通過拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長有效促進(jìn)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)增長加快，在少數(shù)基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)、研究企業(yè)就業(yè)變化的文獻(xiàn)中，梁永強(qiáng)（2010）發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面FDI流入對就業(yè)水平促進(jìn)作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業(yè)數(shù)據(jù)研究匯率變動(dòng)對中國制造業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動(dòng)會(huì)通過出口收益渠道和進(jìn)口成本渠道影響就業(yè)水平；席艷樂等（2015a，2015b）分別利用關(guān)稅數(shù)據(jù)與投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，研究企業(yè)就業(yè)的二元邊際及企業(yè)勞動(dòng)力需求彈性的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化促使了低生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)損失和高生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造。
然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿(mào)易層面，對于進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)探討略顯不足。事實(shí)上，作為影響就業(yè)問題的一個(gè)重要方面，進(jìn)口對就業(yè)的貢獻(xiàn)和重要意義同樣是功不可沒。加入WTO以來中國進(jìn)口貿(mào)易迅猛發(fā)展、規(guī)模不斷擴(kuò)大，進(jìn)口貿(mào)易總額13年內(nèi)從2千億美元增長到1.95萬億美元，占據(jù)了貿(mào)易總量的45.6%。同時(shí)，隨著進(jìn)口貿(mào)易的迅猛發(fā)展和國際垂直化分工的深化，中間投入品進(jìn)口占比亦呈上升趨勢。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易與就業(yè)關(guān)系的探討、基于企業(yè)異質(zhì)性假說細(xì)化到企業(yè)層面的相關(guān)研究更為匱乏，并且缺少對進(jìn)口貿(mào)易的種類、規(guī)模、強(qiáng)度以及企業(yè)就業(yè)數(shù)量的多層次、多維度劃分，進(jìn)而也缺乏針對進(jìn)口貿(mào)易作用于企業(yè)就業(yè)的系統(tǒng)研究。
基于上述理論與現(xiàn)實(shí)背景，本文立足于2000-2006年的中國企業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)（Fixed Effects，F(xiàn)E）模型，系統(tǒng)研究企業(yè)是否進(jìn)口及其進(jìn)口規(guī)模、產(chǎn)品種類、進(jìn)口來源國等異質(zhì)性特征對于就業(yè)增長的影響，最終結(jié)合實(shí)證結(jié)論，為更進(jìn)一步改善就業(yè)、促進(jìn)貿(mào)易政策的調(diào)整與改善提出相關(guān)對策建議。總體而言，相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文在拓展研究視角及方法改進(jìn)方面有了一定進(jìn)步，首次將進(jìn)口貿(mào)易與企業(yè)就業(yè)結(jié)合起來，基于貿(mào)易強(qiáng)度、貿(mào)易伙伴國特征等一系列進(jìn)口差異化特征的拓展分析，對于更進(jìn)一步分析進(jìn)口影響企業(yè)就業(yè)的作用機(jī)理分析更為明朗，綜合運(yùn)用綜合固定效應(yīng)模型的估計(jì)也使得本文的研究結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。
二、計(jì)量模型與方法
本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構(gòu)造本文的計(jì)量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）
其中，因變量EMPit為企業(yè)i在時(shí)期t的就業(yè)增長率，反映企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變動(dòng)情況，根據(jù)企業(yè)在特定時(shí)期的雇員人數(shù)的對數(shù)差分得到；自變量Impit為企業(yè)是否進(jìn)口的二值變量，取值為1則該年實(shí)施了進(jìn)口，可揭示進(jìn)口貿(mào)易行為對企業(yè)就業(yè)增長的作用方向，反之為0；為衡量部分企業(yè)在參與進(jìn)口貿(mào)易的同時(shí)所采取的出口行為是否對其就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時(shí)表示該企業(yè)既被觀測到了進(jìn)動(dòng)，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業(yè)在貿(mào)易強(qiáng)度、進(jìn)口產(chǎn)品種類、進(jìn)口來源國數(shù)量以及進(jìn)口貿(mào)易伙伴國等方面的特征，產(chǎn)品種類根據(jù)細(xì)分的HS-6位產(chǎn)品編碼進(jìn)行劃分得到，進(jìn)口來源國數(shù)量基于細(xì)分產(chǎn)品層面上的貿(mào)易特征統(tǒng)計(jì)得到；Yit囊括了企業(yè)層面其他影響就業(yè)規(guī)模的指標(biāo)，如企業(yè)年齡、平均工資、企業(yè)規(guī)模、人均工業(yè)增加值等，其中規(guī)模指標(biāo)即為企業(yè)的人均產(chǎn)出，μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。
具體地，本文在后續(xù)實(shí)證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應(yīng)以及面板隨機(jī)效應(yīng)三種模型對上式進(jìn)行估計(jì)，最終根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇最優(yōu)的估計(jì)方法。
三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)
本文采用的數(shù)據(jù)均源自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫匹配后的數(shù)據(jù)樣本，企業(yè)特征方面的指標(biāo)由中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供，企業(yè)貿(mào)易活動(dòng)相關(guān)特征源于中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，貿(mào)易伙伴國收入水平的劃分源自世界銀行數(shù)據(jù)庫。本文采用兩個(gè)大型數(shù)據(jù)庫相匹配之后得到的嵌套面板數(shù)據(jù)，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業(yè)“電話號(hào)碼+郵編”、企業(yè)名稱兩種方法相結(jié)合的匹配法，最終得到時(shí)間跨度為7年、囊括158478家企業(yè)、447932個(gè)樣本的數(shù)據(jù)集。
表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征，較大的企業(yè)就業(yè)規(guī)模充分表明了企業(yè)作為吸納就業(yè)主體的重要作用。而企業(yè)平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業(yè)產(chǎn)出規(guī)模和人均增加值、全要素生產(chǎn)率指標(biāo)表明了企業(yè)整體的績效狀況，且企業(yè)平均進(jìn)口2種產(chǎn)品，企業(yè)進(jìn)口來源國最多達(dá)六十三個(gè)，但進(jìn)口額占企業(yè)銷售額的比重相對較低。與此同時(shí)，本文也可通過各種收入水平的國家的進(jìn)口強(qiáng)度看出，中國的進(jìn)口仍集中于中高收入國家，從低收入水平國家進(jìn)口較少，進(jìn)口貿(mào)易仍依賴于特定的市場。
四、實(shí)證分析結(jié)果
根據(jù)估計(jì)方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數(shù)顯著性與符號(hào)大致相似，同時(shí)Hausman檢驗(yàn)顯示采用固定效模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果更優(yōu)，因此本文主要報(bào)告雙向固定效應(yīng)結(jié)果下的實(shí)證結(jié)論。
表2為通過逐漸增加回歸變量進(jìn)行分析的結(jié)果。具體地，第一列直觀考察了進(jìn)口對異質(zhì)性企業(yè)就業(yè)的影響，企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易的行為能夠顯著促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長，相比不進(jìn)口的企業(yè)能夠有4%左右的就業(yè)增長，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時(shí)，企業(yè)特征方面可以看出，企業(yè)年齡越大、經(jīng)營時(shí)間越長，便能夠擁有越穩(wěn)定的企業(yè)表現(xiàn)和績效狀況，從而促使就業(yè)規(guī)模緩慢擴(kuò)大；生產(chǎn)率更高的企業(yè)通常在貿(mào)易活動(dòng)中變現(xiàn)越為突出，也有著顯著為正的就業(yè)效應(yīng)；而工資與就業(yè)、人均增加值與就業(yè)之間顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張將會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出遞減、真實(shí)工資降低，反之亦然。
更進(jìn)一步，僅考慮“貿(mào)易狀態(tài)”是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，為了區(qū)別企業(yè)在貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易強(qiáng)度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業(yè)的進(jìn)口強(qiáng)度等指標(biāo)。結(jié)果表明，上述指標(biāo)的顯著性和數(shù)值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應(yīng)模型的無偏有效性。進(jìn)口來源國的數(shù)量與就業(yè)增長之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，或許因?yàn)槠髽I(yè)執(zhí)行“市場多元化”戰(zhàn)略之后，更多的產(chǎn)品進(jìn)口來源國能夠顯著降低對特定國家產(chǎn)品進(jìn)口的依賴性，從而降低和分散企業(yè)受到國際市場的沖擊如匯率變動(dòng)、貿(mào)易政策改變等風(fēng)險(xiǎn)而引致的就業(yè)波動(dòng)，促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長；而進(jìn)口產(chǎn)品種類的增多能夠促進(jìn)就業(yè)增加，說明企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)選擇的多元化，體現(xiàn)了企業(yè)參與國際生產(chǎn)與分工的程度的不斷加深以及企業(yè)在全球價(jià)值鏈環(huán)節(jié)中的重要性的提升；企業(yè)進(jìn)口強(qiáng)度與企業(yè)就業(yè)增長呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，這可能是伴隨著當(dāng)前產(chǎn)品內(nèi)分工貿(mào)易的深化發(fā)展，進(jìn)口強(qiáng)度尤其是進(jìn)口中間投入品強(qiáng)度的提升將會(huì)一定程度上加深企業(yè)對于國際市場的依賴程度，從而加大其對于企業(yè)的勞動(dòng)力需求變動(dòng)及應(yīng)對市場變化的影響，最終多種因素的綜合作用導(dǎo)致進(jìn)口強(qiáng)度削弱了企業(yè)的就業(yè)增長。
表2 面板固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果
此外，收入水平是影響雙邊貿(mào)易成本的重要因素之一，鑒于進(jìn)口貿(mào)易企業(yè)對于國際市場的依賴程度較大，因而對于貿(mào)易伙伴國收入水平、匯率變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿(mào)易強(qiáng)度和貿(mào)易伙伴國收入水平劃分的一系列特征，結(jié)果顯示：中國從中高等收入水平國家的進(jìn)口對就業(yè)增長產(chǎn)生了顯著的抑制效果，而低收入水平國家的進(jìn)口對就業(yè)的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國家顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)楫?dāng)前中國尚處于全球價(jià)值鏈分工的中低端環(huán)節(jié)，而貿(mào)易伙伴中基于中高收入水平國家的進(jìn)口將會(huì)對國內(nèi)市場產(chǎn)生顯著的替代效應(yīng)，從而減少相對勞動(dòng)需求、抑制就業(yè)增長。伴隨開放經(jīng)濟(jì)條件下中國貿(mào)易伙伴分布范圍的擴(kuò)大、對特定市場依賴程度的降低，同時(shí)更多“南南合作”的展開，必將對企業(yè)國際市場開拓和經(jīng)營水平的提升產(chǎn)生重要影響。最后，列（4）為本文所進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，基于關(guān)鍵變量替換的視角，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有指標(biāo)的符號(hào)和顯著性均與初始結(jié)果保持了一致性，論證了本文實(shí)證分析的穩(wěn)健可靠。
五、結(jié)論與對策建議
本文在企業(yè)異質(zhì)性理論框架下，深層分析了進(jìn)口貿(mào)易對企業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)參與進(jìn)口貿(mào)易對企業(yè)的就業(yè)增長產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)效應(yīng)，且伴隨著企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品種類與市場的多元化，這種促進(jìn)效應(yīng)仍顯著存在。同時(shí)，相較于不參與貿(mào)易的企業(yè)，進(jìn)口企業(yè)的一系列績效狀況也對就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，而參與進(jìn)口的同時(shí)兼有出口行為也能夠推動(dòng)企業(yè)就業(yè)的增長。而基于貿(mào)易伙伴國的拓展指出，從中高收入水平國家進(jìn)口的替代效應(yīng)對于企業(yè)就業(yè)產(chǎn)生了一定的抑制效應(yīng)，而從低收入國家的進(jìn)口強(qiáng)度的大小對企業(yè)就業(yè)的影響并不明顯。
綜上所述，基于雙向固定效應(yīng)模型的經(jīng)驗(yàn)分析具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義，同時(shí)也為宏觀貿(mào)易政策的制定與調(diào)整指出了方向。一方面，“穩(wěn)出口、促進(jìn)口”政策的實(shí)施，顯然為促進(jìn)企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易、充分發(fā)揮進(jìn)口對于就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)打開了一扇門，從穩(wěn)定就業(yè)的角度來看，把握進(jìn)出口貿(mào)易的平衡點(diǎn)仍會(huì)是未來中長期政策調(diào)整的方向和重點(diǎn)所在。另一方面，本文有關(guān)于企業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)年齡、企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易對就業(yè)的差異化影響，也為企業(yè)未來的發(fā)展提供了可供參考的借鑒，有助于企業(yè)自身的創(chuàng)新水平和管理能力的提升、管理機(jī)制的完善，同時(shí)也為企業(yè)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定持續(xù)經(jīng)營提供了思路。與此同時(shí)，對于企業(yè)在進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)中進(jìn)口產(chǎn)品種類、貿(mào)易伙伴數(shù)以及如何選擇貿(mào)易伙伴等問題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業(yè)更應(yīng)重視貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化。
參考文獻(xiàn)：
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關(guān)鍵詞:進(jìn)口貿(mào)易;技術(shù)溢出;技術(shù)進(jìn)步
中圖分類號(hào):F740
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1002-0594(2010)11-0010-05 收稿日期:2010-06-10
產(chǎn)品是技術(shù)的載體,產(chǎn)品進(jìn)口會(huì)使得所體現(xiàn)的技術(shù)在進(jìn)口國發(fā)生外溢,開放經(jīng)濟(jì)條件下,通過國際貿(mào)易的技術(shù)溢出是一國實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的重要條件。在當(dāng)前全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的條件下,進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)開始引起學(xué)者們極大的研究興趣,國內(nèi)外學(xué)者從不同視角研究了進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng),涌現(xiàn)出大量的研究成果,本文首先對相關(guān)研究進(jìn)行系統(tǒng)的梳理,然后簡單地加以評(píng)述,并指出進(jìn)一步研究的方向。
一、進(jìn)口貿(mào)易影響技術(shù)進(jìn)步的理論基礎(chǔ)及作用機(jī)制
(一)理論基礎(chǔ)
新貿(mào)易理論、內(nèi)生增長理論、異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的發(fā)展為動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益的量化研究提供了可能,為進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究奠定了理論基礎(chǔ)。以Krugman(1979)為代表的新貿(mào)易理論學(xué)家放松了傳統(tǒng)貿(mào)易理論完全競爭、產(chǎn)品同質(zhì)、收益不變等強(qiáng)假設(shè)條件,將規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)品種類、技術(shù)轉(zhuǎn)移等因素引入到貿(mào)易理論分析框架之中,將貿(mào)易理論的發(fā)展推進(jìn)到新的階段,構(gòu)成了國際貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系研究的理論基點(diǎn)。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學(xué)者將內(nèi)生增長理論模型加以拓展,在開放經(jīng)濟(jì)增長模型中引入了投入品種類、產(chǎn)品質(zhì)量等變量,考察貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長的影響,分析了國際貿(mào)易在技術(shù)轉(zhuǎn)移、模仿和創(chuàng)新中的作用,為增長理論與貿(mào)易理論的融合奠定了基礎(chǔ),成為進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)研究的主要理論基礎(chǔ)。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型研究表明,開放條件下生產(chǎn)率異質(zhì)企業(yè)對于外部競爭壓力的不同反應(yīng)對行業(yè)生產(chǎn)率的變動(dòng)產(chǎn)生重要影響,這為進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究提供了重要的理論框架。
(二)作用機(jī)制
為了實(shí)證分析進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng),許多學(xué)者對上述基礎(chǔ)理論模型從不同層面進(jìn)行了拓展,具體地解釋了進(jìn)口貿(mào)易影響技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制。
Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎(chǔ)上,利川進(jìn)口份額作為權(quán)數(shù)衡量了國外研發(fā)對于本國TFP增長的貢獻(xiàn),為衡量和測度國外技術(shù)溢出對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步影響的研究提供了理論和方法上的借鑒。Connolly(1997)發(fā)展了一個(gè)內(nèi)生增長模型,從理論上證明進(jìn)口貿(mào)易對模仿進(jìn)而是技術(shù)擴(kuò)散產(chǎn)生的正向影響,發(fā)展中國家可以從中獲得靜態(tài)和動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益。貿(mào)易通過降低南方國家的模仿成本,產(chǎn)生重要的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng),促進(jìn)南方模仿國的增長,因?yàn)橘Q(mào)易可使南方模仿者廉價(jià)地獲得關(guān)于北方創(chuàng)新者新產(chǎn)品的知識(shí),而進(jìn)口種類和數(shù)量的增加提高了成功模仿的概率,會(huì)對南方模仿產(chǎn)生正的影響。南方國家銷售進(jìn)口產(chǎn)品,提供售后服務(wù),會(huì)增加對于進(jìn)口產(chǎn)品技術(shù)知識(shí)的了解,降低對這些產(chǎn)品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時(shí),貿(mào)易開放還會(huì)通過對國內(nèi)企業(yè)帶來的競爭效應(yīng),影響企業(yè)的模仿行為和國內(nèi)企業(yè)數(shù)目,進(jìn)口貿(mào)易降低了模仿者了解國內(nèi)市場需求的成本,保證了有效率模仿的實(shí)現(xiàn)。Connolly(1999)在一個(gè)南北貿(mào)易的質(zhì)量模型中,在創(chuàng)新和模仿過程融入了學(xué)中學(xué)(learning-to-learn)的概念。他認(rèn)為,學(xué)中學(xué)(learning-to-learn)不同于干中學(xué)(learning-by-doing),因?yàn)閷W(xué)中學(xué)獲得的技術(shù)更具有一般性,因而可應(yīng)用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學(xué)任務(wù)。當(dāng)一個(gè)企業(yè)成功模仿了質(zhì)量越來越高的特定種類產(chǎn)品時(shí),他將獲得產(chǎn)品工程中的知識(shí),并且改善它,因此模仿不僅使得企業(yè)在未來的模仿中更有利,而且提高了企業(yè)獨(dú)自成功發(fā)明更高質(zhì)量水平產(chǎn)品的可能性。
Keller(2001)認(rèn)為通過與國內(nèi)外企業(yè)相互作用的學(xué)習(xí)是促進(jìn)生產(chǎn)率增長的重要方式。國內(nèi)發(fā)明的效率隨一國知識(shí)存量的遞增而遞增,它與國內(nèi)所知的產(chǎn)品設(shè)計(jì)的數(shù)量是成比例的,通過增加國內(nèi)知識(shí)存量,國際溢出提高了國內(nèi)發(fā)明活動(dòng)的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)擴(kuò)展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企業(yè)異質(zhì)性國際貿(mào)易模型,把理論模型分析與實(shí)證檢驗(yàn)有機(jī)結(jié)合在了一起,認(rèn)為貿(mào)易的開放導(dǎo)致了競爭效應(yīng),在更大的國外競爭和更多的進(jìn)口產(chǎn)品的壓力下,國內(nèi)企業(yè)的利潤會(huì)下降,異質(zhì)性企業(yè)中生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)會(huì)退出市場,只有技術(shù)水平較高的企業(yè)才可以適應(yīng)市場競爭,并且會(huì)在競爭中增加市場上所占的份額,這樣產(chǎn)業(yè)的平均生產(chǎn)率水平也會(huì)上升。
理論模型的構(gòu)建為實(shí)證研究的深入發(fā)展奠定了基礎(chǔ),基礎(chǔ)理論模型的拓展把理論研究和實(shí)證研究緊密聯(lián)系在一起,深刻地揭示了進(jìn)口貿(mào)易影響進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)在機(jī)制,進(jìn)口貿(mào)易可以通過進(jìn)口貿(mào)易總量、進(jìn)口貿(mào)易模式和進(jìn)口產(chǎn)品的競爭效應(yīng)對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生重要的影響。
二、進(jìn)口貿(mào)易總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
(一)國家層面進(jìn)口總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
Coe、Helpmanfl995,以下簡稱“CH”)利用21個(gè)OECD國家和以色列1971～1990年間的面板數(shù)據(jù),考察了貿(mào)易伙伴國的R&D資本存量通過進(jìn)口貿(mào)易的傳導(dǎo)機(jī)制對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的影響,發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外研發(fā)資本存量都會(huì)對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響,一國進(jìn)口占GDP比重越大,國外研發(fā)資本存量對國內(nèi)生產(chǎn)率的影響越強(qiáng),開放度高的經(jīng)濟(jì)比開放度低的經(jīng)濟(jì)從國外研發(fā)中獲益要大。方希樺、包群、賴明勇(2004)使用CH的方法計(jì)算了中國主要貿(mào)易伙伴國的研發(fā)資本存量,實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)通過進(jìn)口的技術(shù)溢出對中國技術(shù)進(jìn)步具有顯著的促進(jìn)作用。
許多學(xué)者以CH模型中的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用新的方法進(jìn)行了拓展研究,得出了與CH相似的結(jié)論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認(rèn)為CH(1995)模型中計(jì)算國外研發(fā)資本存量的賦權(quán)方法存在匯總上的偏誤,因而提供了一個(gè)理論上產(chǎn)生更少偏誤和更好實(shí)證結(jié)果的賦權(quán)方法,在修正了指數(shù)偏差的基礎(chǔ)上,分析了國外研發(fā)的產(chǎn)出彈性對于一國貿(mào)易開放度的依賴,研究證明一國貿(mào)易越開放,該國從國外研發(fā)中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計(jì)算了相對于中國的國外R&D資本存量,并將人力資本因素引入到進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的計(jì)量模型,證明通過進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出促進(jìn)了中國全要素生產(chǎn)率的提高。Keller(1997)也質(zhì)疑CH
(1995)的賦權(quán)方法,而采用隨機(jī)賦權(quán)方法計(jì)算了國外知識(shí)資本存量,同樣得出了與CH模型相似的結(jié)論。但是Coe、Hoffmaister(1999)認(rèn)為Keller(1997)的隨機(jī)賦權(quán)實(shí)際上是帶有隨機(jī)誤差的簡單加權(quán)平均,這種隨機(jī)賦權(quán)只會(huì)得到一個(gè)隨機(jī)變量,它和生產(chǎn)率之間是不存在聯(lián)系,他們利用替代的賦權(quán)方法作為雙邊進(jìn)口份額回歸證明,隨機(jī)創(chuàng)造的貿(mào)易模式并不能產(chǎn)生國際研發(fā)溢出的估測。
鑒于上述學(xué)者研究中使用普通最小二乘方法中可能出現(xiàn)的偽回歸,有學(xué)者根據(jù)CH研究的數(shù)據(jù),利用面板協(xié)整方法重新考察了進(jìn)口的技術(shù)溢出對進(jìn)口國生產(chǎn)率的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn),通過進(jìn)口的研發(fā)溢出效應(yīng)要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么與全要素生產(chǎn)率之間不存在長期協(xié)整關(guān)系(Funk,2001),因此,他們認(rèn)為之前對于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究高估了進(jìn)口的作用,但是忽略了其它傳播機(jī)制的作用。
Altair and Cieeone(2004)測度了貿(mào)易的實(shí)際開放度對國家間全要素生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口和出口加總的貿(mào)易開放度是一國全要素增長的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區(qū)分了知識(shí)的性質(zhì),認(rèn)為通過發(fā)達(dá)國家的研發(fā)生產(chǎn)的知識(shí)能夠通過貿(mào)易溢出到其他國家,利用21個(gè)OECD國家1975～1990年的面板數(shù)據(jù)集中考察了進(jìn)口作為技術(shù)傳播途徑的作用,發(fā)現(xiàn)無論國外的知識(shí)是公共還是私人的,進(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿(mào)易相關(guān)的研發(fā)溢出的概念擴(kuò)展了CH的分析,認(rèn)為與貿(mào)易間接相關(guān)的研發(fā)溢出也會(huì)在國家之間發(fā)生,他們利用114個(gè)國家的向量矩陣實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),國外研發(fā)的間接流量要遠(yuǎn)高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)高于直接流量的貢獻(xiàn),并且全部(直接加間接)國外研發(fā)流量明顯地要比國外直接研發(fā)流量要穩(wěn)定。由于間接效應(yīng)的存在,雙邊貿(mào)易相對來說并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的重要決定因素,這調(diào)和了CH(1995)與Keller(1997)的結(jié)論,但也提供了貿(mào)易作為國際知識(shí)傳播機(jī)制重要性的支持。
Madsen(2007)使用16個(gè)OECD國家1870～2004年間技術(shù)進(jìn)口和全要素生產(chǎn)率的新數(shù)據(jù)庫,驗(yàn)證了知識(shí)是否通過貿(mào)易渠道發(fā)生了轉(zhuǎn)移。實(shí)證估計(jì)表明,在過去135年中通過貿(mào)易發(fā)生的知識(shí)轉(zhuǎn)移始終非常重要,TFP與知識(shí)進(jìn)口之間存在很強(qiáng)的關(guān)系,在過去一個(gè)世紀(jì)中93%的TFP增長要?dú)w于知識(shí)的進(jìn)口,知識(shí)的外溢是1870～2004年間OECD國家TFP收斂的重要影響因素,通過貿(mào)易的國際技術(shù)外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻(xiàn)因素,有助于OECD國家TFP的收斂。
(二)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)口總量的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面的實(shí)證研究證明,進(jìn)口和技術(shù)進(jìn)步之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業(yè)的詳細(xì)面板數(shù)據(jù),證明供給進(jìn)口密集部門的企業(yè)比其它企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率,進(jìn)口是國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的推動(dòng)因素,與國外廠商的垂直供應(yīng)聯(lián)系是進(jìn)口推動(dòng)技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)生的渠道,這從企業(yè)層面證明進(jìn)口是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術(shù)轉(zhuǎn)移和進(jìn)口聯(lián)系起來,利用17個(gè)工業(yè)化國家1973～2002年的詳細(xì)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),進(jìn)口是技術(shù)轉(zhuǎn)移的一個(gè)主要渠道,國際技術(shù)轉(zhuǎn)移對于生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)常常超過了國內(nèi)研發(fā)的貢獻(xiàn)。
李小平、朱鐘棣(2006)總結(jié)了國外學(xué)者計(jì)算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計(jì)算了同外R&D存量通過進(jìn)口貿(mào)易對中國工業(yè)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響,雖然不同的實(shí)證方法所得出的結(jié)論不近相同,但基本上肯定了產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)為正的結(jié)果。李小平、盧現(xiàn)祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進(jìn)一步研究了中國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的增長,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口是技術(shù)進(jìn)步的重要原因,但是出口促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用并不明顯。
三、進(jìn)口貿(mào)易模式的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
(一)資本品進(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
與CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77個(gè)發(fā)展中國家1971～1990年的數(shù)據(jù),研究了這些國家通過機(jī)械設(shè)備進(jìn)口從工業(yè)化國家的研發(fā)中獲益的程度,結(jié)果顯示,國外研發(fā)資本存量的知識(shí)通過機(jī)械設(shè)備進(jìn)口能夠影響到發(fā)展中國家的生產(chǎn)率,國外研發(fā)資本存量越大,對于來自工業(yè)化國家機(jī)器和設(shè)備進(jìn)口越開放,本國勞動(dòng)力的教育水平越高,該發(fā)展中國家的全要素生產(chǎn)率也就越高,而總進(jìn)口中許多消費(fèi)品和服務(wù)的進(jìn)口對于生產(chǎn)率并沒有影響,國外知識(shí)存量只是通過機(jī)器設(shè)備的進(jìn)口影響了發(fā)展中國家的生產(chǎn)率。
Connolly(1999)考察了國內(nèi)外創(chuàng)新對于實(shí)際人均GDP增長的貢獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)來自發(fā)達(dá)國家的高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口在國際技術(shù)擴(kuò)散中作用的證據(jù),國內(nèi)模仿和創(chuàng)新對發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)進(jìn)口存在持續(xù)的正依賴性,來自發(fā)達(dá)國家的技術(shù)對于人均GDP增長的貢獻(xiàn)要高于國內(nèi)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。Xu、Wang(1999)認(rèn)為資本品比非資本品擁有更高的技術(shù)含量,因資本品貿(mào)易是國際技術(shù)溢出的重要渠道。他們考察了資本品貿(mào)易作為國際研發(fā)溢出渠道的重要性,估測結(jié)果表明,在G7國家中,研發(fā)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(fā)生的,資本品衡量的研發(fā)溢出變量統(tǒng)計(jì)上是顯著的,比總進(jìn)口衡量的溢“{變量更多解釋了國家間生產(chǎn)率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認(rèn)為國際貿(mào)易可以把技術(shù)進(jìn)步的好處傳遞過國界,他們通過研究世界生產(chǎn)和資本品的貿(mào)易,評(píng)估了這一機(jī)制的重要性,證實(shí)一國的生產(chǎn)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(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
Keller(1997)引入一個(gè)研發(fā)驅(qū)動(dòng)的增長模型,技術(shù)通過體現(xiàn)在不同中間產(chǎn)品的貿(mào)易傳遞到國內(nèi)其它部門和國外部門,他使用來自8個(gè)OECDI業(yè)國1970～1991年13個(gè)制造業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在同一行業(yè)中,國際貿(mào)易是國外技術(shù)傳播的一個(gè)重要途徑。隨后使用相同的數(shù)據(jù),Keller(1999;2000)量化分析了貿(mào)易模式在決定技術(shù)流量中的重要性,發(fā)現(xiàn)一國的進(jìn)口模式會(huì)影響到一國的生產(chǎn)率,如果一國主要從技術(shù)領(lǐng)先國進(jìn)口,該國獲得的體現(xiàn)在中間產(chǎn)品上的技術(shù)將高于主要從技術(shù)跟隨者進(jìn)口的所得,與進(jìn)口模式相關(guān)的技術(shù)進(jìn)口的差異解釋了這些國家生產(chǎn)率增長上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個(gè)國家1970～1993年的數(shù)據(jù),在區(qū)分產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易對于技術(shù)轉(zhuǎn)移影響的基礎(chǔ)上,考察了貿(mào)易在技術(shù)從工業(yè)化國家向發(fā)展中國家溢出中的作用,證明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易能夠比產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易更多地促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移。
Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年間制造業(yè)的普查數(shù)據(jù),估測了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,他們區(qū)分了源自最終產(chǎn)品關(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長與源自中間投入品關(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長,研究結(jié)果表明,生產(chǎn)率的增長主要源于投入品關(guān)稅的降低。Topalova(2007)利用制造業(yè)部門企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù),考察了印度20世紀(jì)90年代早期的貿(mào)易改革對企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的下降導(dǎo)致的生產(chǎn)率增長遠(yuǎn)高于最終品關(guān)稅下降產(chǎn)生的影響。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)估測了國外中間品的進(jìn)口對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)國外中間產(chǎn)品的進(jìn)口提高了生產(chǎn)率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年問匈牙利制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品層面的進(jìn)口數(shù)據(jù)估測了一個(gè)生產(chǎn)者結(jié)構(gòu)模型,研究顯示,進(jìn)口的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上與經(jīng)濟(jì)上都是顯著的,進(jìn)口解釋了匈牙利90年代總體全要素生產(chǎn)率增長的30%。
(三)對貿(mào)易模式技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的質(zhì)疑
對于貿(mào)易模式與技術(shù)溢出、技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系,也存在一些不同的認(rèn)識(shí)。Funk(2001)使用面板協(xié)整技術(shù)考察了貿(mào)易模式與國際研發(fā)投入溢出間的關(guān)系,沒有發(fā)現(xiàn)支持進(jìn)口模式與研發(fā)溢出之間關(guān)系的證據(jù),因此認(rèn)為,先前的研究可能高估了進(jìn)口投入品在國際研發(fā)溢出中的作用,卻低估了其它傳播途徑的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)對與貿(mào)易相關(guān)的間接技術(shù)溢出效應(yīng)存在的研究,似乎也證明雙邊貿(mào)易模式并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的決定因素,一國外部研發(fā)溢出流量對于貿(mào)易模式的依賴可能是很低的。
四、進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)
進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)早已引起學(xué)者們的注意,但是受傳統(tǒng)貿(mào)易理論嚴(yán)格假設(shè)的束縛和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可得性的限制,這方面理論和實(shí)證研究的進(jìn)展相對緩慢。隨著企業(yè)層面統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可得性的提高和異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的開創(chuàng)性進(jìn)展,進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)引起學(xué)者們極大的研究興趣。
Bertschek(1995)利用德國80年代制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù),分析了進(jìn)口和內(nèi)向型FDI對于國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口和內(nèi)向型FDI增加了國內(nèi)競爭,降低了國內(nèi)企業(yè)的盈利,對產(chǎn)品和過程創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過對日本1964～1973年間進(jìn)口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn),進(jìn)口競爭是促進(jìn)日本生產(chǎn)率提高的重要原因,并且進(jìn)口競爭的作用要大于中間產(chǎn)品進(jìn)口對于生產(chǎn)率的促進(jìn)作用,更多競爭性產(chǎn)品的進(jìn)口刺激了創(chuàng)新,向國外競爭對手潛在的學(xué)習(xí)是效率增長的主要渠道。
Pavcnik(2002)利用企業(yè)水平面板數(shù)據(jù)實(shí)證考察了智利貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率的進(jìn)步要?dú)w于進(jìn)口競爭部門中的貿(mào)易自南化,總的生產(chǎn)率進(jìn)步源自資源從低效率生產(chǎn)者向高效率生產(chǎn)者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率演進(jìn)的影響,發(fā)現(xiàn)進(jìn)口產(chǎn)品和中間投入品關(guān)稅變動(dòng)與生產(chǎn)率的變動(dòng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,表明貿(mào)易自由化后,競爭的增加和可獲得的體現(xiàn)更高技術(shù)的中間品進(jìn)口促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進(jìn)口關(guān)稅的下降增加了國內(nèi)競爭,導(dǎo)致了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高。
Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個(gè)新興市場經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù),估測了來自國外的競爭、與國外企業(yè)的垂直聯(lián)系以及國際貿(mào)易對國內(nèi)企業(yè)幾種創(chuàng)新的影響,發(fā)現(xiàn)有很強(qiáng)的證據(jù)表明國外競爭和創(chuàng)新之間存在正向的關(guān)系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業(yè)的詳細(xì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),進(jìn)口競爭的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)在短期和長期中存在著很大的區(qū)別。短期內(nèi)貿(mào)易開放具有促進(jìn)競爭的效應(yīng),由于進(jìn)口競爭的增加,無效率的企業(yè)退出市場,產(chǎn)業(yè)中產(chǎn)品平均成本降低、生產(chǎn)率出現(xiàn)上升。但是長期來看,當(dāng)競爭力更弱的經(jīng)濟(jì)體也開始出口時(shí),這些效應(yīng)會(huì)逐漸減弱甚至?xí)孓D(zhuǎn),雖然增加的貿(mào)易對歐盟的生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的影響,但是這種影響是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年間工業(yè)化國家的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),長期內(nèi)進(jìn)口自由化通過選擇效應(yīng)降低了本國產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率。
對于進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究,以上我們按照進(jìn)口總量、進(jìn)口模式和進(jìn)口競爭幾個(gè)維度進(jìn)行了系統(tǒng)梳理,但是必須指出的是,這三種機(jī)制并非各自獨(dú)立地發(fā)揮對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的影響,它們分別都是從進(jìn)口貿(mào)易的一個(gè)側(cè)面反映出進(jìn)口貿(mào)易可能對技術(shù)進(jìn)步帶來的影響,對于一國整體進(jìn)口來說,三種機(jī)制都在共同發(fā)揮著對于技術(shù)進(jìn)步的影響。
五、結(jié)語
進(jìn)口與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系研究隸屬于動(dòng)態(tài)貿(mào)易利益研究的范疇,是對貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制研究的深化與發(fā)展。國內(nèi)外理論和實(shí)證研究的成果證實(shí)了進(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步之間的內(nèi)生關(guān)系,進(jìn)口是影響一國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究和認(rèn)識(shí),有力證明了自由貿(mào)易所蘊(yùn)藏的巨大動(dòng)態(tài)利益,為發(fā)展中國家貿(mào)易政策的制定提供了一定的指導(dǎo)和借鑒。
目前,對于進(jìn)口與我國技術(shù)進(jìn)步關(guān)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(jìn)口產(chǎn)品總量上的研究,缺少對進(jìn)口貿(mào)易模式、進(jìn)口競爭技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的研究,因而對進(jìn)口與我國技術(shù)進(jìn)步的認(rèn)識(shí)還不夠全面。我們認(rèn)為未來對于進(jìn)口與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的研究應(yīng)當(dāng)考慮一些忽略的變量可能產(chǎn)生的影響,深化對于新的機(jī)制的研究,同時(shí)對于我國進(jìn)口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系應(yīng)當(dāng)進(jìn)行更加全面系統(tǒng)的深入研究。
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李小平,朱鐘棣,2006,國際貿(mào)易、R&D溢出和生產(chǎn)率增長[J]經(jīng)濟(jì)研究(2)
模型建立
影響進(jìn)出口貿(mào)易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進(jìn)出口貿(mào)易影響進(jìn)行實(shí)證分析，即研究人民幣匯率因素的影響。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示進(jìn)口(或出口)占進(jìn)出口總額，G表示人民幣匯率波動(dòng)幅度，ε表示其他因素帶來的誤差，在此假設(shè)為常量。
變量選取
下文實(shí)證研究所采用的數(shù)據(jù)來自于上海市統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進(jìn)口額占進(jìn)出口總額的比例和出口額占進(jìn)出口總額比例。根據(jù)J曲線效應(yīng)理論分析，因?yàn)?005—2008年處于J曲線效應(yīng)，其具有時(shí)滯性，該區(qū)間數(shù)據(jù)不作為分析樣本數(shù)據(jù)，故本文選取了2008年上海市的進(jìn)出口數(shù)據(jù)值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進(jìn)出口額數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)略)。
數(shù)據(jù)處理
為檢驗(yàn)匯率波動(dòng)的幅度對上海市進(jìn)口額、出口額占進(jìn)出口總額的比例是否存在直接影響，下文運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)基本原理，對進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額進(jìn)行處理。隨著2005年的匯率改革，人民幣逐年升值，同時(shí)，由于J效應(yīng)理論的時(shí)滯問題，匯率的變動(dòng)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響從2008年開始逐步顯現(xiàn)，由上表數(shù)據(jù)分析得到，隨著人民幣匯率上升，上海市進(jìn)口貿(mào)易占進(jìn)出口總額比重也逐年增大。(1)人民幣匯率變動(dòng)與上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的關(guān)系。現(xiàn)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動(dòng)對上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例圖像(圖略)，上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的比例從2008年47.429%到2011年的52.014%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數(shù)據(jù)顯示，兩個(gè)存在正相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)將數(shù)據(jù)代入方程模型:E=f(G，ε)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖1)和函數(shù)如下:函數(shù)方程式為:E=3.7762G－0.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為3.7762，常數(shù)項(xiàng)為－0.0532，函數(shù)呈現(xiàn)正相關(guān)，所以人民幣升值幅度與上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例成正比關(guān)系。(2)人民幣匯率變動(dòng)與上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的關(guān)系。現(xiàn)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動(dòng)對上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例圖像(圖略)，上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的比例從2008年52.571%到2011年的47.959%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數(shù)據(jù)顯示，兩個(gè)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)將數(shù)據(jù)代入方程模型:E=f(G，ε)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖2)和函數(shù)如下:函數(shù)方程式為:E=－3.7762G+1.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為－3.7762，常數(shù)項(xiàng)為1.0532，函數(shù)呈負(fù)相關(guān)，所以人民幣升值幅度與上海市出口額占進(jìn)出口總額比例成負(fù)比關(guān)系。
1．變量和數(shù)據(jù)的選取影響進(jìn)口貿(mào)易主要有以下因素（表1）：①人均GDP。該因素與人口有高度相關(guān)性，而且有的文獻(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果并不是非常理想，其實(shí)對于安徽省來說，進(jìn)口貿(mào)易如果只是發(fā)生在特定產(chǎn)業(yè)，那么計(jì)算經(jīng)濟(jì)規(guī)模時(shí)引入人口是不合理的，但是安徽省作為一個(gè)省份，單純僅用GDP同其他國家比較更是不現(xiàn)實(shí)的，所以本文依舊選取人均GDP作為指標(biāo)。②消費(fèi)。以2011年為例，安徽省進(jìn)口食品及主要供食用的活動(dòng)物和飲料及煙類總額27755萬美元，占總進(jìn)口的1．94％，該數(shù)據(jù)說明兩個(gè)問題：安徽省進(jìn)口貿(mào)易不是以消費(fèi)為主，消費(fèi)可能不是進(jìn)口的動(dòng)力因素；進(jìn)口既然不是用于廣大的消費(fèi)，那么可能用于生產(chǎn)領(lǐng)域。③雙邊貿(mào)易成本。貿(mào)易成本分為銷售成本、技術(shù)成本、關(guān)稅成本，在實(shí)物貿(mào)易的方式下，貿(mào)易不可能達(dá)到?jīng)]有成本，此外以往的研究并沒有考慮多邊阻力的影響，引入雙邊貿(mào)易成本，可以彌補(bǔ)這一計(jì)量缺憾。④出口貿(mào)易。安徽省作為發(fā)展中地區(qū)，進(jìn)口原材料用于工業(yè)生產(chǎn)，最終為了出口。外商直接投資在理論上與進(jìn)口貿(mào)易有間接影響，因?yàn)橥馍讨苯油顿Y是按支出法核算國民經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)，在這里假設(shè)外商直接投資最終會(huì)以目標(biāo)國進(jìn)口的方式來收回資金。⑤匯率。本幣對外幣匯率降低，本幣升值，不利于進(jìn)口。⑥本地區(qū)的開放程度。理論上本地區(qū)越開放，進(jìn)口額越大。本文的數(shù)據(jù)來源于2002—2012年安徽省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，其中人均GDP采用GDP平價(jià)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)口來源國的人均GDP、各年的進(jìn)口額、出口額來源于國際貨幣基金組織（IMF）的WorldEconomicOutlookDatabases（WEO）和中文版的世界銀行網(wǎng)站，其中世界銀行的“經(jīng)濟(jì)政策與外債”指標(biāo)有各國經(jīng)過購買力平價(jià)指數(shù)處理過的人均GDP。為了防止虛擬變量陷阱，對距離無量綱化處理，即用GDP數(shù)據(jù)對距離進(jìn)行非線性處理，避免多重共線性。在選擇出口、進(jìn)口名義數(shù)據(jù)時(shí)，為了剔除匯率和價(jià)格波動(dòng)的影響，采用GDP平減指數(shù)對名義數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到實(shí)際數(shù)據(jù)。選擇進(jìn)口來源包括印度尼西亞、馬來西亞、印度、日本、韓國、南非、德國、俄羅斯、巴西、智利、秘魯、加拿大、美國、澳大利亞和中國香港15個(gè)國家和地區(qū)，這些國家和地區(qū)的進(jìn)口額占到安徽省總進(jìn)口額的81％以上，超過75％。計(jì)算得到各國家及地區(qū)雙邊貿(mào)易成本，前文闡述可貿(mào)易份額取值不影響雙邊貿(mào)易成本的測算，而且安徽省是生產(chǎn)大省，進(jìn)口的貨物多是實(shí)物而非服務(wù)，所以S取0．8是合適的。2．建立模型安徽省是一個(gè)工業(yè)發(fā)展處于起步階段的省份，有許多不確定的影響因素，比如資源的浪費(fèi)和低效率、政府政策影響、區(qū)位因素等都可能成為制約對外貿(mào)易的隱形成本，而且這些成本難以估量。隨機(jī)模型可以很好地解決這類問題。為了數(shù)據(jù)處理方便，線性化引力模型的基本形式：lnMij，t＝lnF（βXij，t）＋ε（1）式中，ε是隨機(jī)測量誤差或者隨機(jī)性因素，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；Mij，t代表t年一國對另一國進(jìn)口貿(mào)易總額；Xij，t代表t年貿(mào)易引力模型的參數(shù)設(shè)定，此為k×1階向量。引入上述分析的影響因素，最終模型設(shè)定為：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnEXij，t＋β4lnCij，t＋β5lnDij，t＋β6lnFi，t＋β7lnht＋β8lndt＋ε（2）式中，Yi，t為t年安徽省和各個(gè)貿(mào)易伙伴人均GDP；EXij，t為t年出口；Cij，t為t年雙邊貿(mào)易成本；Dij，t為t年距離；Fi，t為t年外商直接投資；ht為t年的匯率；dt為t年的對外依存度，β0是與自變量無關(guān)的影響量，β1，β2，…β8為系數(shù)。
二、計(jì)量分析
采用eviews7．2中的pool模版處理隨機(jī)效應(yīng)模型，具體結(jié)果如下：1．模型分析通過序列圖分析，單位根檢驗(yàn)應(yīng)該包含截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，通過level檢測，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過LLC以及IPS檢驗(yàn)，進(jìn)一步進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒有通過單位根檢驗(yàn)，因?yàn)榇四Ｐ鸵呀?jīng)取對數(shù)做線性化處理，故不通過檢驗(yàn)的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過IPS檢驗(yàn)，同樣使用一階差分檢驗(yàn)，變量通過單位根檢驗(yàn)。根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，變量之間為同階單整關(guān)系，接下來進(jìn)行變量的協(xié)整檢驗(yàn)，建立的模型形式為：有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢，變量滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗(yàn)的零假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Pedrom檢驗(yàn)、Kao檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)三種方法，對面板數(shù)據(jù)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。除了Panelv－Statistic統(tǒng)計(jì)量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過檢驗(yàn)外，其余變量p值都接近于0。同時(shí)Granger檢驗(yàn)中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎(chǔ)上對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，通過Hausman檢驗(yàn)，得到p值為1．000，接受原假設(shè)，建立隨機(jī)效應(yīng)模型。2．回歸結(jié)果解釋在回歸結(jié)果中，lnYj的系數(shù)為負(fù)，說明進(jìn)口來源國家與地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，越不會(huì)向安徽省出口。Lnh系數(shù)結(jié)果不顯著，說明匯率對安徽省進(jìn)口貿(mào)易影響甚微，因?yàn)榘不帐∨c一些國家與地區(qū)有長期的合作關(guān)系，重點(diǎn)進(jìn)口這類國家的可貿(mào)易物品，不開放的對外貿(mào)易環(huán)境使一部分國家不會(huì)向安徽出口；其次，安徽省的對外貿(mào)易受到政府調(diào)控的影響嚴(yán)重，進(jìn)口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進(jìn)口物品用于消費(fèi)不足2％的事實(shí)；最后，安徽省是內(nèi)陸省份，運(yùn)輸不便，構(gòu)成對進(jìn)口貿(mào)易的限制。雙邊貿(mào)易成本LnC結(jié)果顯著，而且符號(hào)為負(fù)，說明雙邊貿(mào)易成本成為制約安徽對外貿(mào)易發(fā)展的主要因素，安徽通往港口的運(yùn)輸成本決定了貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量，這是一種隱形消耗，眾多的學(xué)者把這種成本看作價(jià)格的內(nèi)生函數(shù)，如今把它們兩者區(qū)分開，成為下一階段研究的重點(diǎn)。
三、結(jié)論
關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；新常態(tài)
1中國經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易間關(guān)系分析
1.1指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)處理
本文在研究過程中選擇中國進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國實(shí)施改革開放國策后的1980年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計(jì)和計(jì)量功能，第一步,對進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值這三個(gè)變量作變化趨勢分析；第二步，對進(jìn)口總額、出口總額、出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；第三步，對進(jìn)口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的影響關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。
1.2指標(biāo)實(shí)證分析
1.2.1單位根檢驗(yàn)。通過進(jìn)行ADF檢驗(yàn)可以對上述指標(biāo)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，不僅可以減少數(shù)據(jù)的誤差，還能規(guī)避偽回歸的出現(xiàn)，進(jìn)而可以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)。ADF檢驗(yàn)由以下三個(gè)模型組成：通過采用上述三個(gè)模型進(jìn)行對采集的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：本文選取的三個(gè)變量在0.95的置信水平下均為非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。通常地，變更間的協(xié)整關(guān)系可以通過EG檢驗(yàn)得到。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗(yàn)法，分別對出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：對外貿(mào)易出口總額、對外貿(mào)易進(jìn)口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間均長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即進(jìn)出口額對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用。1.2.3Glanger果關(guān)系檢驗(yàn)。進(jìn)一步地，通過構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準(zhǔn)確的分析出對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿(mào)易比進(jìn)口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用更顯著。
2研究結(jié)論
結(jié)合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等實(shí)證過程，可以得出如下結(jié)論：在較短年份時(shí)期內(nèi)，中國經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因是對外貿(mào)易（出口和進(jìn)口）；在較長的年份期間，出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均與中國經(jīng)濟(jì)的增長保護(hù)穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步地對協(xié)整方程進(jìn)行分析，結(jié)果顯示出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易均促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的迅速增長，但是進(jìn)口貿(mào)易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報(bào)告》中披露的研究結(jié)果是一致的,各個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長既依賴于對外貿(mào)易,而對外貿(mào)易的發(fā)達(dá)程度又取決于經(jīng)濟(jì)增長。二者相互作用，彼此影響。
3新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的若干建議
歷經(jīng)三十多年的改革開放，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國際國內(nèi)形勢均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國上下認(rèn)真思考“新常態(tài)”、盡快適應(yīng)“新常態(tài)”，攻艱克難，努力在新常態(tài)的背景下做好各項(xiàng)工作更好的推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。鑒于此，結(jié)合本文的研究結(jié)論，就新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提出兩點(diǎn)建議:
3.1擴(kuò)大進(jìn)口，調(diào)配出口，助力供給側(cè)改革
根據(jù)本文研究觀點(diǎn)，相較于出口，進(jìn)口在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面更能發(fā)揮效用，所以應(yīng)適度擴(kuò)大進(jìn)口。當(dāng)然，要避免低水平的重復(fù)引進(jìn)，重點(diǎn)是高新技術(shù)的進(jìn)口，適應(yīng)新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質(zhì)量效率、技術(shù)密集轉(zhuǎn)型，通過創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)快速增長。
3.2優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)
關(guān)鍵詞: 實(shí)際有效匯率;一般貿(mào)易進(jìn)口;加工貿(mào)易進(jìn)口;貿(mào)易結(jié)構(gòu)
中圖分類號(hào):F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴隨著中國產(chǎn)品的大量出口，中國的貿(mào)易盈余持續(xù)擴(kuò)大，外匯儲(chǔ)備快速增長，人民幣匯率問題越來越成為世界范圍內(nèi)關(guān)注的話題。在學(xué)術(shù)界人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)對中國對外貿(mào)易的影響并沒有達(dá)成共識(shí)，盡管多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關(guān)于人民幣實(shí)際匯率變化對中國進(jìn)口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經(jīng)典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進(jìn)口的描述，經(jīng)過實(shí)證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對中國的進(jìn)口額不存在顯著影響，另一種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率升值將顯著減少中國的進(jìn)口額。
因?yàn)槔碚撆c實(shí)際之間存在著分歧，才構(gòu)成了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的進(jìn)口效應(yīng)之迷，本篇文章主要關(guān)注的是人民幣匯率變動(dòng)對中國的進(jìn)口方面的影響。通過研究人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對進(jìn)口額的影響，來解釋中國的進(jìn)口與匯率之間存在的特殊關(guān)系，并從貿(mào)易結(jié)構(gòu)與進(jìn)口產(chǎn)品構(gòu)成的角度做出解釋。本文發(fā)現(xiàn)中國的進(jìn)口額伴隨著人民幣實(shí)際有效匯率升值而減少，并且進(jìn)口與出口之間存在推動(dòng)關(guān)系，這是由于中國獨(dú)特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系形成的。在中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，加工貿(mào)易的比重一直超過50%，而加工貿(mào)易進(jìn)口額對實(shí)際有效匯率變動(dòng)并不敏感。同時(shí)在中國與亞洲特別是東盟國家的區(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作中，亞洲國家與中國的出口商品不再僅僅是針對海外市場的替代競爭關(guān)系，更多的是基于生產(chǎn)價(jià)值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關(guān)系。本文將從以上兩個(gè)角度，分別分析人民幣匯率變動(dòng)對加工貿(mào)易進(jìn)口以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響。
二､計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻(xiàn)中所使用的進(jìn)口方程模型的基礎(chǔ)上改進(jìn)的模型。模型采用了對數(shù)形式，利用對數(shù)形式并且加入時(shí)間趨勢項(xiàng)對非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。同時(shí)在模型中對數(shù)形式下可直接取得實(shí)際有效匯率變動(dòng)對進(jìn)口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對進(jìn)口額的影響，在保證了原模型主體的基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行了調(diào)整，去掉了原模型中的某些控制變量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中國的進(jìn)口額，reert表示人民幣的實(shí)際有效匯率，yt表示中國國內(nèi)的市場需求，t表示時(shí)間趨勢項(xiàng)。
選取的數(shù)據(jù)是由1995年1月至2006年12月的數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較長，必須考慮期間中可能出現(xiàn)的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)因素。本文將所有數(shù)據(jù)分為兩個(gè)時(shí)間段，第一個(gè)時(shí)間段為1995年1月-2001年12月，第二個(gè)時(shí)間段為2002年1月-2006年12月。對數(shù)據(jù)劃分為以上兩個(gè)時(shí)間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿(mào)易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿(mào)易組織的申請。考慮到中國在正式成為WTO成員國前，在出口方面面臨著其它WTO成員國的貿(mào)易壁壘，同時(shí)中國自身也存在著對本國的進(jìn)口限制，這種狀況在中國加入WTO后得到了逐漸的改善，因此以中國加入WTO的時(shí)間點(diǎn)將整個(gè)數(shù)據(jù)分成兩段分別進(jìn)行回歸。
為了精確的估算實(shí)際有效匯率變動(dòng)對進(jìn)口額的影響，考慮到中國獨(dú)特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)和進(jìn)口結(jié)構(gòu)，將進(jìn)口額區(qū)分為一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行分析。基于數(shù)據(jù)模型對1995年1月-2001年12月期間的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸分析。
在數(shù)據(jù)處理方面，采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國的進(jìn)口貿(mào)易總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額月度數(shù)據(jù)。采用國際清算銀行的實(shí)際有效匯率指數(shù)，核算中國月度的實(shí)際有效匯率。采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)。
三､模型計(jì)算結(jié)果
對1995年1月-2006年12月整個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析，估算時(shí)間段中人民幣實(shí)際匯率對中國進(jìn)口總額以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響見表1，整體的樣本區(qū)間的回歸可能存在結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實(shí)際有效匯率升值將減少中國的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額，而一般貿(mào)易進(jìn)口對匯率變動(dòng)更為敏感。
選取樣本區(qū)間為1995年1月-2001年12月，分別對進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行分析，結(jié)果見表2。在樣本范圍內(nèi)，估算實(shí)際有效匯率每升值1%，進(jìn)口總額將減少0.941%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少2.952%。國內(nèi)市場需求每增長1%，進(jìn)口總額將增加1.255%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將增加1.157%，一般貿(mào)易進(jìn)口額對匯率波動(dòng)較總進(jìn)口額更為敏感。
選取樣本區(qū)間為2002年1月-2006年12月，分別對進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3。在樣本區(qū)間內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，進(jìn)口總額減少1.054%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少1.783%，而實(shí)際有效匯率變動(dòng)對加工貿(mào)易進(jìn)口的影響不顯著。國內(nèi)市場需求每增長1%，進(jìn)口總額增長0.857%，一般貿(mào)易進(jìn)口額增長 0.68%，加工貿(mào)易進(jìn)口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿(mào)易組織以后，中國的進(jìn)口總額對實(shí)際有效匯率變動(dòng)表現(xiàn)的更為敏感，而一般貿(mào)易進(jìn)口額對實(shí)際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計(jì)算發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的實(shí)際升值將導(dǎo)致中國進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額的減少，而對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響則并不顯著。
四､對回歸結(jié)果的解釋
通過對模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少，中國一般貿(mào)易進(jìn)口額對人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)更敏感，與之相對的是中國的加工貿(mào)易進(jìn)口額基本不受人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響。
分析中國進(jìn)口的貿(mào)易方式構(gòu)成，見表4，中國進(jìn)口商品主要由兩部分構(gòu)成，一是加工貿(mào)易進(jìn)口，二是一般貿(mào)易進(jìn)口。以2007年進(jìn)口數(shù)據(jù)為例，2007年加工貿(mào)易進(jìn)口額占進(jìn)口總額的46%，而一般貿(mào)易與其他項(xiàng)目一共占進(jìn)口總額的54%。因?yàn)橹袊M(jìn)口額的這種特別構(gòu)成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動(dòng)對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額以及一般貿(mào)易與其他進(jìn)口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響
人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響并不顯著。加工貿(mào)易一直在中國對外貿(mào)易方式中占據(jù)相當(dāng)重要的地位。歷年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，加工貿(mào)易出口基本占據(jù)了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現(xiàn)象的原因一是自改革開放以來中國政府多年來始終堅(jiān)持發(fā)展以出口為導(dǎo)向的外向型經(jīng)濟(jì);二是來源于經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展所導(dǎo)致的生產(chǎn)專業(yè)化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿(mào)易的進(jìn)口額對人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的不敏感與全球范圍內(nèi)的國際生產(chǎn)布局的完成有關(guān)。
加工貿(mào)易不同于一般貿(mào)易的最大的特點(diǎn)是加工貿(mào)易出口市場的相對固定性，而這種出口市場的相對固定性來源于國際分工基本格局的要求。應(yīng)國際化分工的發(fā)展和生產(chǎn)布局的要求，中國從事加工貿(mào)易出口的制造業(yè)企業(yè)已經(jīng)進(jìn)入跨國公司生產(chǎn)的價(jià)值鏈。在經(jīng)濟(jì)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(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段仍然是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)與裝配，而這種已經(jīng)形成的生產(chǎn)布局不可能在短期內(nèi)發(fā)生根本性的變動(dòng)。跨國公司站在全球的角度，對產(chǎn)品生產(chǎn)與裝配階段的成本變動(dòng)進(jìn)行調(diào)控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價(jià)值鏈下游生產(chǎn)加工階段所吸收，因此即使面對人民幣實(shí)際有效匯率小幅升值，跨國公司扔不會(huì)調(diào)整其國際生產(chǎn)布局與生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。因此人民幣近年來實(shí)際匯率的緩慢升值無法從本質(zhì)上影響中國的加工貿(mào)易進(jìn)口與加工貿(mào)易出口額，從加工貿(mào)易角度看人民幣匯率升值無法有效減少中國來自于加工貿(mào)易的貿(mào)易盈余。
(二)人民幣實(shí)際有效匯率升值對一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目進(jìn)口額的影響
通過對前面模型的分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將顯著減少一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目的進(jìn)口額。造成這種現(xiàn)象的原因在于中國與其他亞洲國家的區(qū)域貿(mào)易模式，而決定中國與亞洲各國家區(qū)域貿(mào)易模式的根源在于中國在整個(gè)國際化生產(chǎn)布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區(qū)對外貿(mào)易的數(shù)據(jù)后，我們發(fā)現(xiàn)中國在對外貿(mào)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(mào)易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿(mào)易逆差，見圖1。
伴隨著中國的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)逐漸向價(jià)值鏈的上游轉(zhuǎn)移以及“世界工廠”地位的確立，中國的對外出口與亞洲國家的對外出口已經(jīng)不再是簡單的競爭替代關(guān)系，而是逐漸轉(zhuǎn)化為分工合作關(guān)系。中國與亞洲各國間的區(qū)域貿(mào)易模式是由中國在整個(gè)制造業(yè)生產(chǎn)價(jià)值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區(qū)國家作為原料進(jìn)口的來源地，主要進(jìn)口能源､原材料､半成品､零部件､機(jī)器設(shè)備等，通過在本國加工裝配后再出口給歐美市場，這也是中國與亞洲地區(qū)國家主要的區(qū)域貿(mào)易模式。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進(jìn)口同時(shí)存在，這一現(xiàn)象由中國在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進(jìn)口原材料和初級(jí)產(chǎn)品，在本國內(nèi)進(jìn)行加工生產(chǎn)，最后出口到歐洲和美國的市場。伴隨著人民幣實(shí)際有效匯率的升值，中國對歐洲美國的出口將明顯的減少，由于中國對外出口的急劇減少，與這部分出口生產(chǎn)相關(guān)的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機(jī)器運(yùn)輸設(shè)備等產(chǎn)品的進(jìn)口需求也將相對減少，通過這個(gè)途徑，我們將中國的對外出口與對內(nèi)進(jìn)口聯(lián)系在一起，表現(xiàn)為中國出口對進(jìn)口的推動(dòng)作用。人民幣匯率升值通過影響中國的對外出口，間接影響中國的進(jìn)口額，進(jìn)口伴隨著實(shí)際有效匯率升值而減少。
最后需要指出的是，伴隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場化程度的不斷深化，人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)將對中國的進(jìn)口以及出口產(chǎn)生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實(shí)際有效匯率升值將同時(shí)減少中國的進(jìn)口與出口額，單純依靠人民幣匯率調(diào)整并不能有效影響加工貿(mào)易帶來的貿(mào)易順差，而人民幣匯率調(diào)整對中國整體貿(mào)易盈余的影響則有待于進(jìn)一步的研究。
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