進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)匯總十篇

序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

［關(guān)鍵詞］勞動收入份額；進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；勞動者報酬

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036

［作者簡介］呂子夷，浙江大學(xué)竺可楨學(xué)院，金融學(xué)專業(yè)。

1 我國勞動收入份額與進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化研究

1．1勞動收入份額變化研究

勞動收入份額是勞動者報酬（勞動收入）在國民收入中所占的比重，通常用勞動者報酬與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比來計(jì)算，本文參考張吉超（2016）采用Gollin的第二種方法，計(jì)算出 2008 年以前個體經(jīng)營者的勞動報酬和營業(yè)利潤，并調(diào)整到與 2008 年以后相同的范圍。

從圖1中可以得出，我國的勞動收入份額從1995年持續(xù)上升，在1999年達(dá)到峰值62．6%，但從2000年開始基本保持下降趨勢，從2000年的58．5%下降到2011年的47．1%,2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方發(fā)達(dá)國家的水平，到2013年上升至52．6%，2014年又下降。從總體上來看，1995—2014年間勞動收入份額呈波動下降的趨勢。

1．2進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化研究

進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)是指一個國或地區(qū)在一定時期內(nèi)，各種類別的進(jìn)出口商品在整個進(jìn)出口貿(mào)易額中的份額，它反映了一國或地區(qū)的對外貿(mào)易水平和商品的國際競爭力。本文以出口工業(yè)制成品占出口商品和進(jìn)口工業(yè)制成品占進(jìn)口商品的比重來衡量進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化情況，數(shù)據(jù)均來源于《1997—2015年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

改革開放后，中國推行了出口戰(zhàn)略導(dǎo)向，極大促進(jìn)我國工業(yè)制成品的出口。1995—2014，工業(yè)制成品在出口產(chǎn)品總額中地比例持續(xù)上升。2004年出口商品結(jié)構(gòu)比（工業(yè)制成品：初級品）為13∶1，超過發(fā)達(dá)國家5∶1的水平，到2011年約為18∶1，工業(yè)制成品已經(jīng)在出口商品中占據(jù)了絕對優(yōu)勢的地位。［2］

另一方面，我國工業(yè)制成品的進(jìn)口總額所在比重1995—2002在80%～85%上下波動，從2002年開始持續(xù)下降，在2014年下降至67%。這主要是由于我國在工業(yè)技術(shù)方面不斷發(fā)展進(jìn)步、企業(yè)技術(shù)改革步伐加快和產(chǎn)品質(zhì)量提高，能生產(chǎn)更高品質(zhì)的工業(yè)制成品以滿足國內(nèi)需要，因此對工業(yè)制成品的進(jìn)口需求下降，而生產(chǎn)初級產(chǎn)品需求相對增加。這也與出口商品的結(jié)構(gòu)變化是一致的。詳見圖2。

2 實(shí)證分析

2．1模型設(shè)定與變量選取

2．1．1計(jì)量模型的設(shè)定

綜合考慮已有研究對勞動收入份額影響因素，本文將模型設(shè)置如下：

LSt=β0+β1 IMPTt+β2 EXPTt+β3 KTYt+β4FDIt+β5GDPt+β6TECHt+β7SIt+β8TIt++β9GOVINt+β10GONOUTt+εt

被解釋變量為勞動收入份額（LS），解釋變量為進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)（IMPT）或出口商品結(jié)構(gòu)（EXPT），控制變量包括資本－產(chǎn)出比（KTY）、外商直接投資額（FDI）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、技術(shù)進(jìn)步（TECH）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI和TI）、政府干預(yù)（GOVIN和GOVOUT），隨機(jī)變量。

2．1．2變量選取與數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量與解釋變量

主要計(jì)算方法和數(shù)據(jù)在第三部分已經(jīng)詳細(xì)解釋，不再贅述。

（2）控制變量：資本－產(chǎn)出比（KTY）

白重恩（2009）指出，引入資本—產(chǎn)出比（KTY），可以控制要素相對價格和要素投入。考慮到中國目前保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長，資本要素投人仍在工業(yè)化進(jìn)程中發(fā)揮重要作用，因此選定10．96％為資本折舊率。參考江三良、李攀（2016）和單豪杰（2008）的數(shù)據(jù)，以實(shí)際固定資本形成額除以實(shí)際GDP計(jì)算出中國1995—2014資本—產(chǎn)出比。

（3）控制變量：外商直接投資額（FDI）

FDI用實(shí)際利用外商直接投資額占GDP的百分比衡量。國內(nèi)外研究都指出FDI對勞動收入份額的影響作用，但積極或消極并無定論，因此本文將此因素納入，按照每年美元兌換人民幣的匯率的平均值將各年的進(jìn)口、出口和FDI數(shù)值換算成人民幣。

（4）控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）

實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對勞動收入份額存在的顯著的影響。本文使用人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于1997—2015中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

（5）控制變量：技術(shù)進(jìn)步（TFP）

索洛指出，全要素生產(chǎn)率是產(chǎn)出增長率扣除了要素增長率之后的剩余部分，度量了生產(chǎn)技術(shù)的變化。本文選用全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)，從符棟棟（2015）運(yùn)用索洛殘值法計(jì)算出的中國全要素生產(chǎn)率中，選取1995-2014數(shù)據(jù)作為本項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源。

（6）控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI和TI）

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是影響勞動收入份額的重要因素。通常，農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重越高，勞動收入份額越高，由于PI＋SI＋TI＝1，為了避免多重共線性，在實(shí)證分析時，分別引入PI、SI或PI、TI回歸。根據(jù)理論以及已有的實(shí)證實(shí)證研究，預(yù)期PI、TI的系數(shù)為正，SI的系數(shù)為負(fù)。

（7）控制變量：政府干預(yù)（GOVIN、GOVOUT）

政府對宏觀經(jīng)濟(jì)的干預(yù)會在一定程度上影響一國的勞動收入份額，本文分別以財(cái)政收入（GOVIN）和財(cái)政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，數(shù)據(jù)均來自各自中國1997－2015年的統(tǒng)計(jì)年鑒。

2．2實(shí)證結(jié)果及分析

2．2．1實(shí)證結(jié)果

首先，考慮到時間序列模型的序列相關(guān)問題，本文對應(yīng)被解釋變量勞動收入份額（LS）進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示如圖3所示。

單位根統(tǒng)計(jì)量ADF=-0．974002都大于顯著性水平1%～10%的ADF臨界值，所以接受原假設(shè)，該序列是非平穩(wěn)的。

根據(jù)序列相關(guān)圖圖4，自相關(guān)（ACF）圖基本呈指數(shù)遞減，而偏自相關(guān)（PACF）圖在1階處截?cái)啵煞橇阆嚓P(guān)系數(shù)衰減為小值波動的過程非常突然，所以偏自相關(guān)系數(shù)可以視為一階截尾，由此考慮擬合模型為AR（1）。建立模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到如下結(jié)果，判斷截距項(xiàng)（C）和AR（1）參數(shù)的t檢驗(yàn)和P值都具有顯著性。

根據(jù)圖5的判斷，建立包含不同自變量的回歸模型，結(jié)果如下表所示。

2．2．2結(jié)果分析

回歸模型1無控制變量，只檢驗(yàn)了進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)（LNEXPT和LNIMPT）對勞動收入份額的影響，模型擬合優(yōu)度較好。在10%顯著性水平下，出口結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)為負(fù)，意味著隨著工業(yè)制成品在出口總額的比重的提高，勞動收入份額趨于下降。而進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)正好相反，與之前的預(yù)期基本一致。

回歸模型2加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI）這一控制變量，模型擬合優(yōu)度為89%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI）回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為負(fù)，第二產(chǎn)業(yè)比重的增加對于勞動收入份額也有著很大的負(fù)面效應(yīng)，也符合本文預(yù)期。

回歸模型3同時加入了資本產(chǎn)出比（KTY）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（SI），模型擬合優(yōu)度提升，控制變量資本產(chǎn)出比（KTY）的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下為負(fù)，說明資本深化不利于勞動收入份額的提高。

回歸模型4在模型2基礎(chǔ)上加入財(cái)政收入（GOVIN）和財(cái)政支出（GOVOUT）兩個控制變量，模型擬合優(yōu)度不變，進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)（LNIMPT）不顯著。財(cái)政收入（GOVIN）的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下為負(fù)，說明政府財(cái)政收入的提高對勞動份額有很大的負(fù)面效應(yīng)；而財(cái)政支出（LNIMPT）的回歸系數(shù)在5%顯著性水平下也為負(fù)，與之前預(yù)期不同。

回歸模型5在模型2基礎(chǔ)上加入外商直接投資額（LNFDI）、技術(shù)進(jìn)步（TFP）兩個控制變量。前者回歸系數(shù)在5%顯著性水平下為正，外商直接投資額的增加有利于勞動收入份額的提升。

回歸模型6加入所有控制變量。之前模型中顯著的變量變得不顯著，但此模型擬合優(yōu)度為92%，比之前都有所提高，推斷可能產(chǎn)生了多重共線性。

3 結(jié)論與建議

首先，出口商品結(jié)構(gòu)的上升確實(shí)會導(dǎo)致勞動收入份額的下降。這是由于近年來我國資源稟賦狀況正在發(fā)生深刻的變化，國家實(shí)施積極財(cái)政政策，資本高速積累導(dǎo)致資本深化加強(qiáng)。同時，勞動力供給則緩慢增長且速度慢于資本深化。要素稟賦的變化導(dǎo)致我國進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)也發(fā)生重大變化，工業(yè)制成品在出口中占據(jù)絕對優(yōu)勢地位，傳統(tǒng)的勞動密集型產(chǎn)品比重越來越低，而工業(yè)制成品在進(jìn)口中的份額越來越小。根據(jù)國際貿(mào)易中的H-O理論和斯托爾帕·薩繆爾森定理，充裕要素所有者將從國際貿(mào)易中獲利，稀缺要素所有者會受損，因此我國資本份額上升而勞動份額下降。

其次，資本－產(chǎn)出比的提高不利于勞動收入份額的提高。國內(nèi)投資者熱情高漲，加之發(fā)達(dá)國家對發(fā)展中國家投資持續(xù)增加，導(dǎo)致我國投資金額一路高攀。資本的邊際產(chǎn)出增加引起資本在國民收入分配中所獲額的收益更高，導(dǎo)致勞動份額的減少。

再次，財(cái)政收入增長導(dǎo)致勞動收入份額下降，政府通過宏觀調(diào)控獲得的財(cái)政收入越高，會提高政府收入，并增加勞動者負(fù)擔(dān)，對勞動者的報酬產(chǎn)生越強(qiáng)大的擠壓作用，從而引起勞動份額減少。

最后，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重越高，勞動收入份額越小。其產(chǎn)業(yè)增加值越多，會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中比重越低。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和服務(wù)業(yè)運(yùn)行都需要大量勞動力，如果這兩個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長緩慢，它們在國民經(jīng)濟(jì)中比重就越低，勞動者獲得的報酬就越少。

通過實(shí)證與理論分析，本文對中國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對勞動收入份額變化的影響有了清楚認(rèn)識，同時分析了其他影響因素。為了盡可能避免勞動收入份額再次下降，應(yīng)積極開發(fā)新型勞動密集型產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)勞動密集產(chǎn)品升級，在未來國際化市場競爭中培育新的貿(mào)易增長點(diǎn)；政府應(yīng)鼓勵企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，加大對勞動密集型產(chǎn)品出口的政策優(yōu)惠和扶持力度。同時，應(yīng)制定合理的稅收政策，落實(shí)結(jié)構(gòu)性減稅，減少財(cái)政收入以增強(qiáng)企業(yè)競爭力，提高勞動者的收入；積極發(fā)揮稅收優(yōu)惠政策的收入調(diào)節(jié)作用與范圍，加強(qiáng)保護(hù)勞動要素的收益。

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篇（2）

(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)輸時滯不同以及再出口內(nèi)涵不同①等，都會造成中國與貿(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．到岸價與離岸價的差別。

世界各國海關(guān)和統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險費(fèi))記錄和計(jì)算進(jìn)口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉(zhuǎn)運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險費(fèi))記錄和計(jì)算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產(chǎn)國)運(yùn)送貨物到進(jìn)口國(目的國)的保險費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi)構(gòu)成，大概為離岸價的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)易伙伴的貨物價值通常高于轉(zhuǎn)口國或地區(qū)直接從中國進(jìn)口時的貨物價值，這是因?yàn)檗D(zhuǎn)運(yùn)商為追逐利潤而抬高了貨物價格。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行為會使貿(mào)易伙伴的進(jìn)口報關(guān)價格高于加工貿(mào)易商品的出口報關(guān)價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉(zhuǎn)賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關(guān)監(jiān)管，這也會造成進(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。

貿(mào)易偽報是不法分子故意在進(jìn)出口的貨物價值上弄虛作假，以達(dá)到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿(mào)易偽報可分為出口偽報和進(jìn)口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價值不符的報關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實(shí)際價值的發(fā)票，進(jìn)口商將發(fā)票金額與實(shí)際貨物價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;出口高報是出口商以高于出口貨物實(shí)際價值的發(fā)票向本國海關(guān)申報，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，即進(jìn)口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價值不符的報關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動，包括進(jìn)口高報和進(jìn)口低報。進(jìn)口高報是國外供貨商開出高于進(jìn)口貨物實(shí)際價值的發(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)口低報是指進(jìn)口商向海關(guān)申報的進(jìn)口貨物價值低于實(shí)際貨物價值，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)生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計(jì)。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統(tǒng)一的計(jì)價方式。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)易偽報下會同時產(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，以出口低報導(dǎo)致的資本外逃與進(jìn)口高報導(dǎo)致的資本外逃之和，對貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模進(jìn)行測算。

(二)貿(mào)易偽報下資本外逃規(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)算出中國出口低報導(dǎo)致的資本外逃和進(jìn)口高報導(dǎo)致的資本外逃，兩者之和即為貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模測算值。1．出口低報導(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)口的貨物價值;Ci為貿(mào)易伙伴i與中國進(jìn)行貿(mào)易的到岸價與離岸價轉(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)口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿(mào)易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導(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出口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)中國出口高報導(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)易偽報行為。因此，中國出口低報導(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)口的貨物價值;Ci為中國與貿(mào)易伙伴i進(jìn)行貿(mào)易的到岸價與離岸價轉(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)口的貨物價值;PEit為貿(mào)易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進(jìn)口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國進(jìn)口高報導(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進(jìn)口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)中國進(jìn)口低報導(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)易偽報行為。因此，中國進(jìn)口高報導(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)易偽報下資本外逃規(guī)模的測算值(TCF)等于出口低報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值(CFE)加上進(jìn)口高報導(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)易偽報下資本外逃的規(guī)模時，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)易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機(jī)會。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)地的貨物價值為19541億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價值的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)地的貨物價值為15219億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價值的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)地的整體貨物價值，并沒有細(xì)分到具體國家或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貨物價值，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)口的到岸價與離岸價的差別，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)時遵循兩個原則: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)易的貨物價值占中國全部進(jìn)出口貨物價值的比重大，以此測算貿(mào)易偽報下資本外逃規(guī)模的結(jié)果就更加準(zhǔn)確。基于這樣的認(rèn)識，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、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、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)口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進(jìn)口貨物價值的80%(表2)。

篇（3）

[中圖分類號]F74[文獻(xiàn)標(biāo)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(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學(xué)院理學(xué)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(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院博士候選人，英國利茲大學(xué)訪問學(xué)生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。

基金項(xiàng)目：寧波工程學(xué)院校級科研項(xiàng)目和教育部人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地2009年度重大項(xiàng)目（2009JJD790006）的階段性研究成果。

一、前言

自1993年成為石油凈進(jìn)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(dá)到565%，這意味著中國一半以上的石油消費(fèi)量來自國外。獲取海外原油需要國家進(jìn)行能源外交，需憑借一個國家的軟實(shí)力來實(shí)現(xiàn)，但原油獲取的根本渠道和最終實(shí)現(xiàn)形式是對產(chǎn)油國的直接投資或與產(chǎn)油國實(shí)現(xiàn)雙邊或多邊經(jīng)貿(mào)合作。“十二五”期間，中國海外投資的實(shí)際功效不僅要講企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營效益，還要把進(jìn)口中國所需資源和擴(kuò)大中國海外市場作為戰(zhàn)略目標(biāo)（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(mào)易對中國原油進(jìn)口量產(chǎn)生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進(jìn)口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進(jìn)出口貿(mào)易聯(lián)系和原油進(jìn)口量作為研究變量，實(shí)證檢驗(yàn)中國OFDI、進(jìn)出口貿(mào)易對原油進(jìn)口的影響。首先，計(jì)算中國與這24個國家的貨物進(jìn)口貿(mào)易結(jié)合度、出口貿(mào)易結(jié)合度，并檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。其次，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的變截距模型和變系數(shù)模型，分析FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度對原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響以及FDI流量、貿(mào)易結(jié)合度對原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響；其后，建立VAR模型，檢驗(yàn)FDI流量、FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度和原油進(jìn)口量的滯后期對當(dāng)期原油進(jìn)口量的動態(tài)影響。

二、數(shù)據(jù)來源與雙邊貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算

1數(shù)據(jù)來源

2003―2010年中國原油進(jìn)口量（JK）的數(shù)據(jù)來自《國際石油經(jīng)濟(jì)》。中國在24個主要原油進(jìn)口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數(shù)據(jù)來自商務(wù)部、統(tǒng)計(jì)局和外匯管理局聯(lián)合的《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數(shù)據(jù)來自《國際貿(mào)易》（其中伊拉克的數(shù)據(jù)來自UN comtrade；其他數(shù)據(jù)來自WTO數(shù)據(jù)庫）。

對上述的原油進(jìn)口量、FDI流量和FDI存量取對數(shù)，即這3個變量為Lflow、Lstock和Ljk。

2進(jìn)口、出口貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算

本文選取貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)表示中國與24個原油進(jìn)口國之間的貿(mào)易聯(lián)系。貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)最早是由經(jīng)濟(jì)學(xué)家布朗提出，后經(jīng)小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學(xué)者完善，它是指一經(jīng)濟(jì)體對某一個貿(mào)易伙伴的出口（進(jìn)口）占該經(jīng)濟(jì)體出口（進(jìn)口）總額的比重與該貿(mào)易伙伴進(jìn)口（出口）總額占世界進(jìn)口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經(jīng)濟(jì)體貿(mào)易相互依存的程度。貿(mào)易結(jié)合度以1為平均值，數(shù)值越大，兩經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易聯(lián)系越緊密；數(shù)值越小則貿(mào)易聯(lián)系越松散。

按照貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算公式，可計(jì)算出中國對24個主要進(jìn)口原油來源國的貨物出口結(jié)合度（ETCD）和進(jìn)口結(jié)合度（ITCD）。

三、中國OFDI、雙邊貿(mào)易對原油進(jìn)口量影響的實(shí)證分析

1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時間序列或面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性通常通過單位根檢驗(yàn)來判斷。對于面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)，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(shè)是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗(yàn)的原假設(shè)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(shù)據(jù)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果不一致時，若前兩種檢驗(yàn)、后三種檢驗(yàn)結(jié)果中各有一個拒絕原假設(shè)，本文即認(rèn)為被檢驗(yàn)序列為平穩(wěn)序列。據(jù)此，運(yùn)用Eviews60軟件檢驗(yàn)，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩(wěn)序列（見表1）。

2FDI存量、雙邊貿(mào)易關(guān)系對進(jìn)口量的靜態(tài)影響

把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型檢驗(yàn)中國OFDI存量、貨物進(jìn)口結(jié)合度和貨物出口結(jié)合度對原油進(jìn)口量的影響。利用Eviews60對上述模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，回歸結(jié)果拒絕原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型包括變截距模型和變系數(shù)模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進(jìn)口量的影響情況，運(yùn)用變系數(shù)模型來討論國別之間影響的差異。

變截距模型的回歸結(jié)果表明：在1%顯著水平下，中國的OFDI存量對原油進(jìn)口量的影響效果顯著；10%顯著水平下，出口貿(mào)易緊密程度與原油進(jìn)口量是負(fù)相關(guān)，影響顯著；進(jìn)口貿(mào)易結(jié)合度的影響則不顯著（見表2）。

變系數(shù)模型的回歸結(jié)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(jìn)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(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)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(jìn)口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內(nèi)瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進(jìn)口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進(jìn)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(jìn)口量之間呈負(fù)相關(guān)，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系與原油進(jìn)口量之間顯著負(fù)相關(guān)（見表3）。

對上述變截距模型和變系數(shù)模型的回歸殘差進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)數(shù)列，回歸中不存在“偽回歸”現(xiàn)象（見表3）。

3FDI流量、雙邊貿(mào)易關(guān)系對原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響

以原油進(jìn)口量為因變量，F(xiàn)DI流量、出口結(jié)合度和進(jìn)口結(jié)合度為解釋變量分別建立固定效應(yīng)變截距模型和變系數(shù)模型。變截距模型的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%、5%的顯著水平下，F(xiàn)DI流量、出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量有顯著影響，但出口貿(mào)易聯(lián)系與進(jìn)口量之間負(fù)相關(guān)（見表4）。

變系數(shù)模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量有顯著負(fù)向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進(jìn)口量呈負(fù)向關(guān)系，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。回歸后對殘差進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)數(shù)列，回歸中不存在“偽回歸”。

4FDI流量、雙邊貿(mào)易關(guān)系對原油進(jìn)口量的動態(tài)影響

分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內(nèi)生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，將模型的滯后階數(shù)P確定為1。回歸結(jié)果表明，原油進(jìn)口量的滯后一期對當(dāng)期原油進(jìn)口量有正向影響且顯著，F(xiàn)DI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當(dāng)期原油進(jìn)口量有負(fù)向顯著影響，而進(jìn)口結(jié)合度和出口結(jié)合度的滯后期對當(dāng)期原油進(jìn)口量影響不顯著。

四、結(jié)論與建議

從靜態(tài)角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)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(jìn)口有顯著的促進(jìn)作用，中國與進(jìn)口原油來源國的出口貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口沒有明顯促進(jìn)作用，而進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿(mào)易聯(lián)系對原油進(jìn)口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進(jìn)作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進(jìn)作用（如安哥拉、委內(nèi)瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿(mào)易促進(jìn)作用（如馬來西亞）、進(jìn)口貿(mào)易促進(jìn)作用（如阿爾及利亞）、貿(mào)易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿(mào)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(tài)影響效果看，原油進(jìn)口量主要是前期產(chǎn)生的，前期FDI存量與流量對原油進(jìn)口沒有促進(jìn)作用，前期貨物貿(mào)易聯(lián)系的影響甚微。

基于FDI、雙邊貿(mào)易關(guān)系對原油進(jìn)口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮FDI的促進(jìn)作用，加大對原油生產(chǎn)國的投資以穩(wěn)固原油進(jìn)口量。據(jù)統(tǒng)計(jì)，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(fā)放優(yōu)惠貸款等措施引導(dǎo)中國企業(yè)增大在產(chǎn)油國的投資，既可以促進(jìn)中國原油的進(jìn)口，也可把過剩的外匯儲備轉(zhuǎn)變?yōu)槭唾Y源。從貿(mào)易角度而言，一要鞏固與擴(kuò)大原油的進(jìn)口量，二是基于與產(chǎn)油國貨物貿(mào)易的現(xiàn)狀，調(diào)整國別間的貿(mào)易發(fā)展方式，逐步優(yōu)化商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

[參考文獻(xiàn)]

篇（4）

中美貿(mào)易順差規(guī)模統(tǒng)計(jì)差異存在的原因之一是中美關(guān)于貿(mào)易額的統(tǒng)計(jì)方法差異。雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)方法差異的主要表現(xiàn)是中美兩國之間進(jìn)出口計(jì)價方式不同。中國的出口數(shù)據(jù)是按照大多數(shù)國家的慣例依據(jù)離岸價格，也就是通常所說的FOB價（freeonboard,簡稱FOB，包括本國生產(chǎn)成本、貨物運(yùn)輸保險和在本國裝載上船成本）統(tǒng)計(jì)的。與大多數(shù)國家出口計(jì)價不同，美國出口數(shù)據(jù)是按照船邊交貨價，也就是FAS價（freealongsideship,簡稱FAS，不包括本國生產(chǎn)成本、貨物運(yùn)輸保險和在本國裝載上船成本）統(tǒng)計(jì)的，這與國際慣例有別。由于未包含商品裝上船的成本，故FAS價的數(shù)值小于FOB價。并且中、美兩國都是依據(jù)到岸價格，也就是CIF價（包括貨價成本、在途包裝費(fèi)、保險費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi)）統(tǒng)計(jì)進(jìn)口。這樣，由于中美進(jìn)出口計(jì)價基礎(chǔ)不同，自然而然會造成雙方貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異。因而就需要把雙方的進(jìn)出口數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一的離岸價（FOB價）計(jì)算，這樣才能比較中美雙邊貿(mào)易順差規(guī)模的統(tǒng)計(jì)差異情況，進(jìn)而推算出中美貿(mào)易順差規(guī)模計(jì)算上的失衡程度。為此，按照國際通行的轉(zhuǎn)換方法，以FOB價為基礎(chǔ)，把美國的以FAS計(jì)價的出口值加上1%的成本轉(zhuǎn)換成FOB值。并且，依據(jù)國際貨幣基金組織（IMF）轉(zhuǎn)換做法，把中美兩國的以CIF價計(jì)算的進(jìn)口值扣除10%來得到FOB值。為什么要用同一種方法計(jì)算進(jìn)出口數(shù)據(jù)呢？原因是當(dāng)貿(mào)易數(shù)值龐大時，F(xiàn)OB價與CIF價的差異會造成顯著的由計(jì)價方式不同帶來的差異。比如，如果以FOB價計(jì)算，中國、美國每一年對另一方的商品出口為500億美元，雙邊貿(mào)易本應(yīng)剛好平衡。但現(xiàn)在美國會認(rèn)為，本國對中國出口是500億美元，但從中國進(jìn)口是550億美元，原因就是后者以CIF價格計(jì)算。這使得美國以為自己有50億美元的逆差。反過來，中國對美國出口以FOB價計(jì)算是500億美元，但進(jìn)口以CIF價計(jì)算是550億美元，以至中國也認(rèn)為自己有50億美元的逆差。一項(xiàng)本來平衡的貿(mào)易，現(xiàn)在變得雙方都認(rèn)為自己有了“逆差”。因此，用不同的基準(zhǔn)價格計(jì)算進(jìn)出口會造成一定數(shù)額的誤差。當(dāng)我們按照國際通行的轉(zhuǎn)換方法，以FOB價為基礎(chǔ)，把美國的以FAS計(jì)價的出口值加上1%的成本轉(zhuǎn)換成FOB值，并且，依據(jù)國際貨幣基金組織（IMF）轉(zhuǎn)換做法，把美中兩國的以CIF價計(jì)算的進(jìn)口值扣除10%來得到FOB值，雙方在統(tǒng)計(jì)計(jì)價方法完全一致情況下計(jì)算出的經(jīng)過修訂的美國對中國的出口額數(shù)值增加了，美國對中國的進(jìn)口額數(shù)值減少了，同樣中國對美國商品的進(jìn)口額也減少了。這樣，經(jīng)修訂后，雙邊貿(mào)易順差規(guī)模的差異有了一定量的減小。而且從計(jì)價方法上明顯看出，美方的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)高估了從中國的進(jìn)口。

二、經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的影響

所謂轉(zhuǎn)口（reexport）亦即香港買家依法取得某批進(jìn)口商品的所有權(quán)后隨即售出，運(yùn)送給第三國家或地區(qū)的另一個買家。香港買家將進(jìn)口商品再出口前，或會略微加工，但不影響商品性質(zhì)，故不會把香港變成原產(chǎn)地。這種轉(zhuǎn)口使中美雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)出現(xiàn)差異。美國方面在計(jì)算進(jìn)口時，由于美國海關(guān)追查所有進(jìn)口商品，包括轉(zhuǎn)口商品的產(chǎn)地來源，美國的進(jìn)口數(shù)據(jù)應(yīng)該已經(jīng)包括了直接進(jìn)口和間接進(jìn)口，無需另加轉(zhuǎn)口。現(xiàn)實(shí)中，中國使用的是目的地原則，往往不統(tǒng)計(jì)部分經(jīng)由香港對美國轉(zhuǎn)口商品，如果這部分轉(zhuǎn)口在中美貿(mào)易中微不足道，或可忽略，但現(xiàn)實(shí)中剛好相反。香港經(jīng)濟(jì)研究中心學(xué)者FungandLau（<中美雙邊貿(mào)易差額1990-2000>2001）根據(jù)香港貿(mào)發(fā)局提供的數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，以2000年為例，美國有61億美元的制成品經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到中國內(nèi)地，占美國對中國出口官方數(shù)據(jù)的37%。同期中國內(nèi)地有365億美元的制成品經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國，占中國對美國出口官方數(shù)字的70%。如此高的比例，原因在于中國以目的地為原則的統(tǒng)計(jì)方法沒有統(tǒng)計(jì)經(jīng)港轉(zhuǎn)口商品的數(shù)額。美方資料顯示，中國的貨物只有20%直接運(yùn)往美國，其余80%是通過第三方轉(zhuǎn)口到美國的，中方對轉(zhuǎn)口貿(mào)易不計(jì)入貿(mào)易額的統(tǒng)計(jì)方法，導(dǎo)致中國統(tǒng)計(jì)的對美出口普遍低估，而美國由于在進(jìn)口貿(mào)易中統(tǒng)計(jì)轉(zhuǎn)口部分，使得美方統(tǒng)計(jì)的自華進(jìn)口普遍高估，這導(dǎo)致中美貿(mào)易順差規(guī)模統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)存在較大差異。根據(jù)FungandLau的研究，中國在加上對轉(zhuǎn)口的統(tǒng)計(jì)后，中美雙邊關(guān)于貿(mào)易順差規(guī)模的統(tǒng)計(jì)差異會大大減小。

三、轉(zhuǎn)口加成利潤的影響

分析時，我們還應(yīng)考慮香港轉(zhuǎn)口毛利帶來的標(biāo)價上升問題。中國出口商品經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口赴美時，香港中介人附加了利潤，即加成利潤。這部分被視為香港的附加值，理應(yīng)在中美貿(mào)易數(shù)據(jù)中剔除。根據(jù)FungandLau（<中美雙邊貿(mào)易差額1990-2000>2001）的研究，中國貨物經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國的平均增值率高達(dá)40%。貨物離開中國后在第三方增加的價值顯然不應(yīng)計(jì)入自中國進(jìn)口中，而美國按照原產(chǎn)地原則和CIF價統(tǒng)計(jì)進(jìn)口的方法，導(dǎo)致美國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中包含了該增加值部分，從而夸大了美自華進(jìn)口數(shù)量。在美方所計(jì)算的自華進(jìn)口數(shù)據(jù)中剔除香港轉(zhuǎn)口加成利潤后，中美貿(mào)易順差規(guī)模的統(tǒng)計(jì)差異也會進(jìn)一步縮小。

四、美方統(tǒng)計(jì)中忽略了服務(wù)貿(mào)易

篇（5）

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

篇（6）

一、引言

（一）研究背景

從20世紀(jì)80年代以來，我國的進(jìn)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化。在出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，從以一般貿(mào)易為主的貿(mào)易結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)榧庸べQ(mào)易與一般貿(mào)易不相上下，以至加工貿(mào)易較多的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)。在進(jìn)口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)方面，最鮮明的特點(diǎn)就是加工貿(mào)易進(jìn)口在我國總進(jìn)口中占的比重不斷上升并趨于穩(wěn)定，以及我國一般貿(mào)易進(jìn)口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩(wěn)定。

圖1 我國出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

圖2 我國進(jìn)口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

我國進(jìn)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)的變化，體現(xiàn)了進(jìn)出口貿(mào)易方式的多樣化發(fā)展。其中，加工貿(mào)易在90年代取得了顯著的發(fā)展。這不僅與我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程相一致，也是我國對外貿(mào)易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調(diào)整作用的結(jié)果。

（二）相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1、國外相關(guān)研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結(jié)果表明匯率波動與進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運(yùn)用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動對發(fā)展中國家的出口貿(mào)易有很大的負(fù)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(fā)現(xiàn)匯率對貿(mào)易量有促進(jìn)作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關(guān)性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協(xié)整與誤差修正模型等方法發(fā)現(xiàn)，匯率波動對愛爾蘭的出口產(chǎn)生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結(jié)果卻顯示匯率波動對貿(mào)易沒有顯著影響。

2、國內(nèi)相關(guān)研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數(shù)據(jù)采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：在長期內(nèi)，我國的出口貿(mào)易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實(shí)際有效匯率存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系；肖揚(yáng)、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，得出的結(jié)論是：實(shí)際有效匯率對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響都是長期的，且大多數(shù)是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進(jìn)出口貿(mào)易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)向相關(guān)性，即人民幣貶值，進(jìn)出口貿(mào)易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據(jù)1985～2006年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析法研究了人民幣實(shí)際有效匯率對我國加工貿(mào)易的影響。結(jié)果表明， 人民幣升值使得加工貿(mào)易進(jìn)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(shù)據(jù)，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率是影響中國進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，實(shí)際有效匯率下降會刺激出口增加、進(jìn)口減少。這里特別強(qiáng)調(diào)一點(diǎn)，李建偉和余明還討論了人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和與一般貿(mào)易出口、進(jìn)口的關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和一般貿(mào)易出口、進(jìn)口存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

二、人民幣匯率對我國進(jìn)出口貿(mào)易方式影響的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取1992～2008年的實(shí)際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿(mào)易進(jìn)出口額、一般貿(mào)易進(jìn)出口額，進(jìn)行具體的實(shí)證分析。其中，實(shí)際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因?yàn)閺?010年開始，統(tǒng)計(jì)局沒有公布關(guān)于我國加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進(jìn)出口分類數(shù)據(jù)，因此本文的加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于2009年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》

其中，實(shí)際有效匯率表示為REER，加工貿(mào)易進(jìn)口額表示為JIM，加工貿(mào)易出口額表示為JEX，一般貿(mào)易進(jìn)口額表示為YIM，一般貿(mào)易出口額表示為YEX。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對變量進(jìn)行協(xié)整分析之前，需要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。只有變量是同階單整的，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。為了方便研究，并考慮到對各時序數(shù)列取對數(shù)之后不會改變時序數(shù)列的性質(zhì)和關(guān)系，且得到的數(shù)據(jù)易形成平穩(wěn)序列。因此，首先對時間序列進(jìn)行對數(shù)處理，然后采用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明五個時間序列都是非平穩(wěn)的，但二階差分后的序列都是平穩(wěn)的，即都是I（2）序列。

（三）協(xié)整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

運(yùn)用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LJEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

2、LJIM 和LREER

運(yùn)用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LJIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

3、LYEX 和LREER

運(yùn)用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LYEX 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

4、LYIM 和LREER

運(yùn)用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進(jìn)行估計(jì)，并用ADF法檢驗(yàn)其殘差項(xiàng)是否為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

可見，殘差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。因此LYIM 、LREER不存在協(xié)整關(guān)系。

（四） ARMA模型估計(jì)

1、LJEX 和LREER

從以上結(jié)果中可以看出，實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、加工貿(mào)易進(jìn)口、一般貿(mào)易出口、一般貿(mào)易進(jìn)口存在負(fù)相關(guān)性，即每當(dāng)實(shí)際有效匯率升高1%時，加工貿(mào)易出口下降0.3%，加工貿(mào)易進(jìn)口下降0.68%，一般貿(mào)易出口下降0.16%，一般貿(mào)易進(jìn)口下降0.14%。

篇（7）

中圖分類號 F740.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）10-0094-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.012

2015年中國已經(jīng)超過美國成為世界上最大的石油進(jìn)口國；根據(jù)BP估計(jì)，到2035年中國將超過歐洲，成為世界上最大的能源進(jìn)口國，能源的進(jìn)口依存度從15%升至23%。中國對能源的巨大需求與進(jìn)口引起了許多西方國家的關(guān)注；在一段時間內(nèi)“中國能源與環(huán)境”成為西方媒體炒作的話題。但是西方國家和個人沒有正視的是中國進(jìn)口的大量能源中有相當(dāng)大的比例是用于出口產(chǎn)品生產(chǎn)時的消耗，而這些產(chǎn)品最終是被外國消費(fèi)者所消費(fèi)和使用。因此為了明確中國進(jìn)口能源中用于出口的規(guī)模和比例，有必要對中國出口產(chǎn)品中隱含能的真實(shí)水平予以準(zhǔn)確的測算。

1隱含能測算的文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)的能耗測算方法通過將產(chǎn)品的產(chǎn)量與單位能耗系數(shù)相乘得到產(chǎn)品的能源消耗量。這種方法雖然計(jì)算簡單但存在一個致命的缺陷：即該方法只考慮了某一產(chǎn)品在最后一個生產(chǎn)環(huán)節(jié)所消耗的能源水平，而對其從最初的原材料投入直至成品形成所經(jīng)歷的全部過程的能源消耗以及相關(guān)中間投入產(chǎn)品的能源消耗則沒有包括在內(nèi)，導(dǎo)致測算的結(jié)果與真實(shí)能耗水平相比明顯偏小。而隱含能的概念和相關(guān)測算方法的提出則從根本上解決了這個問題。雖然還有其他包括LCA在內(nèi)的技術(shù)手段，但隱含能測算的主流方法還是借助投入產(chǎn)出技術(shù)，真正做到了對產(chǎn)品生產(chǎn)全過程的真實(shí)能源消耗的測算。由于中國官方公布的10表數(shù)據(jù)是未區(qū)分進(jìn)口中間產(chǎn)品數(shù)據(jù)的競爭型10表，而要準(zhǔn)確測算隱含能就必須使用能夠區(qū)別進(jìn)口中間產(chǎn)品數(shù)據(jù)的非競爭型10表；因此不同學(xué)者在實(shí)際測算隱含能時，對現(xiàn)有中國競爭型10表中涉及進(jìn)口中間產(chǎn)品的數(shù)據(jù)都做了一定的技術(shù)處理。

1.1以“按固定比例進(jìn)行分配”假設(shè)對10表進(jìn)行處理

“按固定比例進(jìn)行分配”被稱為“等比例進(jìn)行分配”、“按比例進(jìn)口”、“等比例拆分”或“簡單比例”假設(shè)或原則。沈利生等第一次在文獻(xiàn)中提出按比例分配的方法將中間投入和最終使用中的國內(nèi)產(chǎn)品和進(jìn)口中間產(chǎn)品進(jìn)行拆分，即進(jìn)口中間投入在總中間使用中的比例與進(jìn)口產(chǎn)品在最終產(chǎn)品中的比例一致；隨后陳迎等、蘭宜生等、朱啟榮、王麗麗等、劉祥霞等都在各自的測算過程使用過這種方法，不同學(xué)者只在變量符號和公式表達(dá)上略有差異。

1.2自行改進(jìn)和編制中國非競爭型10表

為減少編制投入產(chǎn)出表的困難和緩解其在時間序列上的不足，學(xué)術(shù)界對如何借助使用非調(diào)查更新法來實(shí)現(xiàn)對投入產(chǎn)出表的快速、簡潔的編制進(jìn)行了大量的研究。S健等專門對RAS法的有效性進(jìn)行了驗(yàn)證，并指出只有在掌握更多目標(biāo)年直接消耗系數(shù)信息的前提下采用RAS方法才能達(dá)到有效更新投入產(chǎn)出表的目的。張友國使用RAS法編制了2003-2006年的投入產(chǎn)出延長表，并借此分析了中國在此期間貿(mào)易對能源和S02排放的影響。夏炎等利用RAS法對中國的能源強(qiáng)度變化進(jìn)行了分解和研究。陳宇峰等則通過RAS法分析了浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對緩解能源沖擊的影響。葉震則在RAS方法的基礎(chǔ)上更進(jìn)一步，提出了IDFC的投入產(chǎn)出表更新方法。王磊、李新運(yùn)等、楊順順等都在各自文獻(xiàn)中借助RAS法對中國的投入產(chǎn)出表就行了不同程度的調(diào)整。

1.3采用國際組織編制的中國非競爭型IO表

由于中國官方提供的投入產(chǎn)出表是非競爭型投入產(chǎn)出表，因此許多學(xué)者將研究的目光轉(zhuǎn)移到由不同國際組織編制并提供的中國10表上。當(dāng)前使用世界性投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫對中國問題進(jìn)行研究的文獻(xiàn)主要包括以下三類：

第一類，使用GTAP（Global Trade Analysis Project）數(shù)據(jù)庫進(jìn)行的測算。黃凌云等、楊立強(qiáng)等、劉俊伶等分別借助GTAP測算了中國的貿(mào)易隱含能與隱含碳水平。龐軍在GTAP8.0數(shù)據(jù)庫基礎(chǔ)上對中美、中歐、中日雙邊貿(mào)易中的隱含碳進(jìn)行了測算和對比，指出中國為主要貿(mào)易伙伴承擔(dān)了大量的碳排放。

第二類，使用WIOD（World Input-Output Database）世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫進(jìn)行的測算。陳雯等借助WIOD數(shù)據(jù)測算后發(fā)現(xiàn)中國消耗能源與CO2排放的水平卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)高出美國的水平；潘安在WIOD數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上建立BTIO模型并對中日和中印貿(mào)易中隱含碳和其他污染物的排放水平進(jìn)行測算；劉瑞翔等借助WIOD數(shù)據(jù)測算和SDA分解后指出，能源利用效率則是有效抑制貿(mào)易隱含能增加的主要手段。

第三類，使用OECD的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫進(jìn)行放入測算。成卓等使用來自于OECD的非競爭IO表計(jì)算了中國外貿(mào)對GDP的貢獻(xiàn)；傅京燕等不僅使用OECD的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算了中國1997-2008年的貿(mào)易內(nèi)涵碳，并且使用分解技術(shù)對結(jié)果進(jìn)行了解釋；謝建國等利用不同年度OECD提供的中國10表測算并分解了中國進(jìn)出口貿(mào)易中的隱含能源；陳雯等在使用OECD提供的中國1995-2005年的10表的基礎(chǔ)上測算了17個行業(yè)的內(nèi)涵能源和凈貿(mào)易含能水平。

1.4對使用10表計(jì)算進(jìn)口隱含能時的處理

在計(jì)算進(jìn)口隱含能時最大的困難在于對進(jìn)口國生產(chǎn)產(chǎn)品時所使用的直接能耗系數(shù)ei和完全需求系數(shù)cij的確定，而造成這種情況最主要的原因在于數(shù)據(jù)搜集的困難。一方面許多國家的國際數(shù)據(jù)不全，主要是有關(guān)具體部門的能源消耗數(shù)據(jù)不完整；二是IO表不連續(xù)，有部分國家未連續(xù)公布IO表（包括中國）。對此學(xué)術(shù)界的處理方法主要有以下幾種：

第一種，用中國的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)代替貿(mào)易伙伴國的相關(guān)指標(biāo)。這種方法的理論基礎(chǔ)是投入產(chǎn)出分析中的技術(shù)同質(zhì)性假設(shè)，即假設(shè)中國從國外進(jìn)口商品的能耗水平、生產(chǎn)方式與技術(shù)水平同中國完全一致。如沈利生、王娜等、李坤望等、許冬蘭、劉祥霞等在文章中使用中國的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)代替貿(mào)易伙伴國的相關(guān)數(shù)據(jù)。作為目前測算隱含能時最簡單的方法，其合理性在于實(shí)際上是以中國當(dāng)前的技術(shù)水平生產(chǎn)與進(jìn)口數(shù)量相同的產(chǎn)品時所需要耗費(fèi)的隱含能水平，或者說是由于從國外進(jìn)口而節(jié)省的隱含能。但其不足之處也同樣明顯，一方面中國的技術(shù)水平與發(fā)達(dá)國家相比存在一定差距，另一方面中國在能源利用效率上的水平與發(fā)達(dá)國家相比存在明顯差距，在這種背景下使用基于技術(shù)同質(zhì)性假設(shè)的中國數(shù)據(jù)替代，會出現(xiàn)對進(jìn)口隱含能水平的高估。

第二種，選擇具有代表性的貿(mào)易伙伴國的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)作為中國進(jìn)口隱含能測算的替代指標(biāo)，這種方法實(shí)際上假設(shè)所有進(jìn)口商品來源國的能耗水平、生產(chǎn)方式與技術(shù)水平完全一致。就目前學(xué)者們已有文獻(xiàn)來看，主要有兩種具體方法：一是直接以中國主要貿(mào)易伙伴國為進(jìn)口國家相關(guān)系數(shù)的代表。按照這種方法確定的國家主要是日本，原因在于其不僅是中國最大的貿(mào)易伙伴國，而且其技術(shù)水平特別是能源利用效率在國際上都是處于領(lǐng)先水平，能夠代表中國主要貿(mào)易伙伴都是發(fā)達(dá)國家的這種現(xiàn)狀。齊曄等、顧阿倫等在文章中直接使用日本的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)作為中國貿(mào)易伙伴國的代表，以此來計(jì)算中國進(jìn)口中包含的隱含能水平。二是在對中國主要貿(mào)易伙伴國進(jìn)行一定加權(quán)平均后選擇某個最接均值的國家或地區(qū)作為代表，例如陳紅敏對中國前十位和前二十位主要貿(mào)易伙伴國能耗系數(shù)的加權(quán)平均后，確定以中國臺灣地區(qū)的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)為基礎(chǔ)測算中國進(jìn)口商品中的隱含能水平。這兩種方法使得對進(jìn)口隱含能的計(jì)算顯得簡便快捷，而且反映了中國進(jìn)口商品中隱含能源的最小值。但其不足之處也同樣明顯，一是這種方法的使用忽略了中國進(jìn)口來源國的特點(diǎn)，二是這種方法的使用也忽略了中國進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)。綜合考慮這種方法我們可以看出：使用發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)水平和能耗指標(biāo)來測算中國進(jìn)口中的隱含能水平會使結(jié)果出現(xiàn)低估的情況，進(jìn)而導(dǎo)致中國貿(mào)易隱含能凈值的高估。

第三種，使用多區(qū)域投入產(chǎn)出模型的相關(guān)系數(shù)來解決隱含能的計(jì)算。上述兩種方法本質(zhì)上都使用的是單區(qū)域投入產(chǎn)出表（SRIO），其優(yōu)點(diǎn)是數(shù)據(jù)搜集、整理的工作簡單，容易得出初步的計(jì)算結(jié)果并可以借助其進(jìn)行一定的分析。但SRIO的缺點(diǎn)在于不同國家、地區(qū)間的能耗系數(shù)和技術(shù)水平明顯存在差異，如果只使用一國的投入產(chǎn)出表就代替所有貿(mào)易伙伴國之間的隱含能流動，顯然會使最終的結(jié)果出現(xiàn)偏差。正因?yàn)槿绱耍絹碓蕉嗟膶W(xué)者開始將注意力轉(zhuǎn)現(xiàn)多區(qū)域投入產(chǎn)出模型（MRIO）。MRIO將進(jìn)口品劃分為最終消費(fèi)和中間消費(fèi)兩部門，從而為從整體進(jìn)口中更加科學(xué)的抽取出加工貿(mào)易對隱含問題研究的影響創(chuàng)造了有利的條件。例如崔連標(biāo)等使用GATP數(shù)據(jù)對中國的隱含能進(jìn)行了測算，劉瑞翔等則借助WIOT對中國貿(mào)易隱含能進(jìn)行了測算。但MRIO的缺點(diǎn)也同樣明顯：一是由于MRIO的制要求非常精確的數(shù)據(jù)和復(fù)雜的編制操作，使得目前能夠得到和使用的區(qū)域間投入產(chǎn)出表較少，實(shí)際運(yùn)用范圍受到了嚴(yán)重制約；二是MRIO與SRIO一樣，同樣需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行定期的更新和整理，這就使得MRIO的編制更加困難。

在綜合考慮各方面的影響因素后本文認(rèn)為：為了避免由于不同算法、特別是在RAS推算時具體技術(shù)手段對來自國際數(shù)據(jù)的中國IO表的影響和造成更大的誤差，本文在測算中以中國官方公布的中國投入產(chǎn)出表為基礎(chǔ)，在測算出口時使用“按固定比例進(jìn)行分配”法。在測算進(jìn)口時放棄使用單一國家或部分國家加權(quán)方法計(jì)算進(jìn)口能耗系數(shù)的方法，使用由本文提出的將進(jìn)口國分為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家兩類的方法測算能耗系數(shù)，并以此為基礎(chǔ)對中國的貿(mào)易隱含能的凈值進(jìn)行測算。

2模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

2.1使用中國IO表的出口隱含能測算模型的構(gòu)建

在使用由中國官方公布的IO表、能源消耗數(shù)據(jù)和貿(mào)易數(shù)據(jù)計(jì)算出口隱含能時，由于中國的IO表是競爭型投入產(chǎn)出表，所以只能采用“按固定比例進(jìn)行分配”的方法對來自于進(jìn)口的中間產(chǎn)品進(jìn)行處理，使測算中使用的中間產(chǎn)品為扣除進(jìn)口中間品后剩余的國產(chǎn)中間產(chǎn)品。具體中國出口隱含能的計(jì)算公式為：

（1）

此處的EEX表示中國出口隱含能水平，單位是萬t標(biāo)準(zhǔn)煤；e是一個1×n矩陣，其矩陣元素ei表示中國i行業(yè)的直接能耗系數(shù)，其單位是萬t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元；（I-A）-1則表示根據(jù)中國IO表得出的完全需求系數(shù)；EX是表示中國出口水平的n×1矩陣，單位是萬元；M為進(jìn)口系數(shù)矩陣，它是一個n×n的對角矩陣，其對角線上的元素mij根據(jù)“按固定比例進(jìn)行分配”假設(shè)的要求可以表示為：

（2）

其中xim是行業(yè)進(jìn)口總額，Xex是行業(yè)出口總額，X是行業(yè)總產(chǎn)出。

（3）

公式（3）中，e中國表示中國的直接能耗系數(shù)；M中國表示中國的進(jìn)口系數(shù)；A中國表示中國的直接消耗系數(shù)；EX中國表示中國的出口。

2.2使用中國IO表的進(jìn)口隱含能測算模型的構(gòu)建

2.2.1中國進(jìn)口的真實(shí)構(gòu)成

由于中國進(jìn)口來源國家眾多，本文為了簡便起見將中國所有的貿(mào)易伙伴國分為兩類：一類是發(fā)達(dá)國家，一類是發(fā)展中國家。目前在國際上還沒有明確區(qū)分發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的概念；但有一種共識，即某個國家一旦加入經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）便被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家。據(jù)此，世界上其他國家都被劃入發(fā)展中國家的行列。測算1997-2013年間中國進(jìn)口貿(mào)易總額中來自發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的比例見表1。

從表1中我們可以看出，與一般對中國進(jìn)口的預(yù)想不同，中國來自發(fā)展著中國家的進(jìn)口正在逐年增加，已經(jīng)超過中國進(jìn)口總額的一半以上。在這種情況之下，不論是用單一發(fā)達(dá)國家或是幾個發(fā)達(dá)國家加權(quán)后的數(shù)據(jù)來測算中國的進(jìn)口隱含能問題都是不全面的，這些方法都忽略了大量發(fā)展中國家在中國隱含能進(jìn)口中所發(fā)揮的作用。因此有必要采取一定的方法，將發(fā)展中國家在中國進(jìn)口隱含能中發(fā)揮的作用反映出來。而這正是本文試圖解決的主要問題。

2.2.2使用中國IO表的進(jìn)口隱含能測算模型的構(gòu)建

對于相對應(yīng)的中國進(jìn)口隱含能的測算，根據(jù)中國進(jìn)口商品的來源劃分為兩個部分，即來自發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口和來自其他國家的進(jìn)口。由于向中國出口的發(fā)達(dá)國家眾多，數(shù)據(jù)搜集和整理工作非常困難，故選擇在發(fā)達(dá)國家中能源使用效率最高的日本來代替。對于中國從世界其他的國家的進(jìn)口同樣源于數(shù)據(jù)搜集和整理的困難而選取中國作為發(fā)展中國家的代表。故具體測算公式為：

（4）

在公式（4）中，EEM表示中國進(jìn)口隱含能水平，單位是萬t標(biāo)準(zhǔn)煤；IM是表示中國進(jìn)口水平的n×1矩陣，單位是萬元；其余指標(biāo)的概念與上文中相同，主要區(qū)別在于變量角標(biāo)所代表的具體國家。如e日本表示日本的直接能耗系數(shù)；A日本表示日本的直接消耗系數(shù)矩陣；IM發(fā)達(dá)國家表示中國自發(fā)達(dá)國家進(jìn)口的數(shù)量；IM其他國家表示中國進(jìn)口中除去發(fā)達(dá)國家后來自世界其他國家的進(jìn)口數(shù)量。

具體中國來自發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的貿(mào)易規(guī)模IM發(fā)達(dá)國家與IM其他國家的計(jì)算公式為：

（5）

（6）

（7）

其中來自發(fā)達(dá)國家進(jìn)口總額為歷年中國自上述發(fā)達(dá)國家各國別進(jìn)口的合計(jì)，來自發(fā)展中國家進(jìn)口總額為中國自世界進(jìn)口總額扣除來自34個發(fā)達(dá)國家后的余額。

以上文測算為基礎(chǔ)，可知：貿(mào)易隱含能凈值等于出口隱含能與進(jìn)口隱含能的差額，即：

NEE=EEX-EEM （8）

2.3數(shù)據(jù)來源與技術(shù)處理

2.3.1IO表來源與處理

根據(jù)本文實(shí)際測算的要求，使用的中國IO表包括：1997、2002、2005、2007和2010中國投入產(chǎn)出表，并根據(jù)下文中與能源數(shù)據(jù)和貿(mào)易數(shù)據(jù)的匹配情況將中國IO表中的42個行業(yè)的總數(shù)調(diào)整為15個。對于本文測算所需的日本投入產(chǎn)出表，均來自日本總務(wù)省統(tǒng)計(jì)局。具體包括以下3張表：1995、2000和2005日本投入產(chǎn)出表。并且為了能夠與中國的投入產(chǎn)出狀況進(jìn)行比較，也將日本IO表中的34個行業(yè)調(diào)整為15個行業(yè)，以此作為發(fā)達(dá)國家完全需求系數(shù)測算的依據(jù)。

2.3.2能源消耗數(shù)據(jù)來源與處理

對于中國的能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，全部由1998-2014年歷年的《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中的各行業(yè)能源消費(fèi)數(shù)據(jù)合并而來，并且將各種能源消耗水平一律按照年鑒中的萬t標(biāo)準(zhǔn)煤來表示。同時還根據(jù)最新的2014年中國第三次經(jīng)濟(jì)普查獲得最新數(shù)據(jù)對各行業(yè)的能源消耗數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。

對于本文測算使用的日本相關(guān)年度的能源數(shù)據(jù)，由于相關(guān)日本能源分行業(yè)數(shù)據(jù)無法完全獲得，所以本文使用中國與日本的單位GDP能耗系數(shù)進(jìn)行修正，使用中國的直接能耗強(qiáng)度推算出日本的直接內(nèi)耗系數(shù)e日本，具體推算公式如下：

（9）

具體計(jì)算過程中使用的日本歷年能源消耗總量和GDP數(shù)據(jù)均來自1998-2014年的《日本統(tǒng)計(jì)年鑒》，相關(guān)中國歷年能源消耗總量和GDP數(shù)據(jù)來自1998-2014年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為萬t標(biāo)準(zhǔn)煤/億元。

2.3.3貿(mào)易來源數(shù)據(jù)與處理

對于中國的貿(mào)易數(shù)據(jù)，全部由1998-2014年歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的各行業(yè)貿(mào)易數(shù)據(jù)合并而來。使用的是海關(guān)HS編碼，具體包括22類98章；在充分兼顧10表與能源消費(fèi)數(shù)據(jù)的前提下對各行業(yè)的貿(mào)易數(shù)據(jù)予以合并。其中建筑業(yè)數(shù)據(jù)來自歷年中國“國際收支平衡表”中的“建筑服務(wù)”。并對其使用相同的價格指數(shù)和匯率進(jìn)行調(diào)整。具體匯率與價格指數(shù)見表2。

3實(shí)證結(jié)果與數(shù)據(jù)分析

3.1中國出口隱含能總量的分析

從D1中可以看出在扣除進(jìn)口中間產(chǎn)品對出口隱含能影響之后，中國出口中隱含能的總量雖然在觀察期內(nèi)有波動，但仍然呈現(xiàn)持續(xù)上漲的趨勢。自1997-2013年期間中國出口隱含能的變化趨勢可以分為三個階段：第一階段，快速增長階段。從絕對值數(shù)量變化來說，出口隱含能從1997年的43 511.34萬t標(biāo)準(zhǔn)煤增長到2007年的106 585.1萬t標(biāo)準(zhǔn)煤；從速度來說，從1997年到2007年，環(huán)比年均增長都在10%以上。第二階段，劇烈調(diào)整階段。2008-2009年期間，由于外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生了最大變化，特別是國際原油價格首次突破每桶100美元關(guān)口和美國次貸危機(jī)的爆發(fā)與蔓延，使得中國的出口狀況受到空前的壓力。第三個階段，穩(wěn)定發(fā)展階段。從2010年起，中國的出口隱含能水平已經(jīng)恢復(fù)到2006年的水平，并且在隨后的幾年時間內(nèi)基本保持不變，持續(xù)維持在85 000萬t標(biāo)準(zhǔn)煤的水平。

3.2中國進(jìn)口隱含能總量的分析

在圖2中中國的隱含能進(jìn)口總量是由來自發(fā)達(dá)國家的隱含能進(jìn)口和來自發(fā)展中國家的隱含能進(jìn)口兩部分組成。對于來自發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口隱含能來說，其水平雖然有波動但整體呈現(xiàn)上升趨勢，并且該數(shù)值在1997--2013年期間基本占據(jù)中國進(jìn)口隱含能總量80%左右的比例。結(jié)合表1的數(shù)據(jù)后可以發(fā)現(xiàn)；中國與34個發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口量只占中國全部進(jìn)口量50%左右的比例，但從這34個發(fā)達(dá)國家進(jìn)口隱含能規(guī)模的比例卻遠(yuǎn)超這個數(shù)值并達(dá)到80%的水平，發(fā)達(dá)國家是中國進(jìn)口隱含能的主要提供國。這說明中國與發(fā)達(dá)國家之間緊密的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系依舊是中國對外貿(mào)易的主要構(gòu)成部分。對于來自發(fā)展中國家的進(jìn)口隱含能數(shù)據(jù)線來說，整體呈現(xiàn)低速增長的趨勢。從1997年占據(jù)中國進(jìn)口隱含能總量比例的不足10%已經(jīng)上升到2013年20%的水平。數(shù)據(jù)的變化說明中國正在不斷擴(kuò)大與亞非拉廣大發(fā)展中國家的貿(mào)易，但如果也考慮表1的數(shù)據(jù)后會發(fā)現(xiàn)，中國與發(fā)展中國家的進(jìn)口貿(mào)易總量雖然占到一半的比例，但從眾多發(fā)展中國家進(jìn)口的商品中的隱含能水平并不高。考慮到發(fā)展中國家整體的生產(chǎn)力水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和能源使用效率，中國從這些國家進(jìn)口的商品肯定不會是高附加值和高能耗的商品，更多的只會是以農(nóng)產(chǎn)品、初級工業(yè)制成品、紡織品等以勞動密集型為特點(diǎn)的產(chǎn)品。如果進(jìn)一步剔除中國從發(fā)展中國家進(jìn)口的石油、礦產(chǎn)品等高能商品，中國實(shí)際在與發(fā)展中國家的貿(mào)易來往中是處于能源凈輸出的不利地位。

3.3中國貿(mào)易隱含能凈值的分析

從圖3中我們可以看出以下特點(diǎn)：第一，中國對外貿(mào)易隱含能凈值的變化主要依賴于出口隱含能并整體呈現(xiàn)增長的趨勢。第二，中國貿(mào)易隱含能凈值的水平始終保持順差的局面，這種順差意味著中國在整個貿(mào)易過程中處于隱含能源的“凈輸出”。從當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀來看，發(fā)達(dá)國家基本上都處于國際分工鏈條的上游，負(fù)責(zé)設(shè)計(jì)、研發(fā)、復(fù)雜加工、營銷等高附加值環(huán)節(jié)，在出口高附加值商品的同時大量進(jìn)口生產(chǎn)所需的能源和高能耗中間產(chǎn)品、初級產(chǎn)品，對本國的能源消耗相對較少。而發(fā)展中國家的情況正好相反，主要承擔(dān)了能源、簡單高能耗中間產(chǎn)品、初級產(chǎn)品的生產(chǎn)，在大量消耗本國能源的同時又在從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口各類高附加值產(chǎn)品。因此現(xiàn)階段發(fā)達(dá)國家基本上都處于貿(mào)易隱含能的逆差或“凈輸入”的狀態(tài)而發(fā)展中國家則處于貿(mào)易隱含能的順差或“凈輸出”的情況。由此可以看出，我國當(dāng)前這種貿(mào)易隱含能的狀況是不利于長期和可持續(xù)發(fā)展的，更不用說為了滿足出口需要而生產(chǎn)高能耗、高污染的產(chǎn)品對我國能源安全、環(huán)境保護(hù)、人民身體健康等方面的不利影響。

3.4中國各行業(yè)貿(mào)易隱含能凈值的對比分析

在圖4中，中國15個行業(yè)根據(jù)其在1997-2013年間隱含能凈值的變化趨勢可以劃分為三大類：第一類，隱含能凈值逆差行業(yè)，即該行業(yè)處于貿(mào)易隱含能逆差或隱含能“凈輸入”的局面。按照隱含能逆差大小排列的各行業(yè)是：采掘和加工業(yè)、其他行業(yè)、其他工業(yè)。第二類：隱含能凈值高順差行業(yè)。這類行業(yè)的共同點(diǎn)是不僅處于隱含能貿(mào)易的順差地位，而且該差額的絕對數(shù)量水平很高。具體包括以下行業(yè)：紡織業(yè)、化學(xué)工業(yè)、通用、專用設(shè)備制造業(yè)、電氣、通信、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)。第三類：隱含能凈值低順差行業(yè)。這類行業(yè)的特點(diǎn)是其隱含能進(jìn)出口的余額雖然是順差，但絕對額較小。這類行業(yè)具體包括：農(nóng)業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、食品制造業(yè)、木材和造紙業(yè)、金屬冶煉制品業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械制造業(yè)、建筑業(yè)。

4結(jié)論和建議

篇（8）

中圖分類號:F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號: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)際匯率變動對中國對外貿(mào)易的影響并沒有達(dá)成共識，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)際有效匯率變動并不敏感。同時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。本文將從以上兩個角度，分別分析人民幣匯率變動對加工貿(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)形式并且加入時間趨勢項(xiàng)對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。同時在模型中對數(shù)形式下可直接取得實(shí)際有效匯率變動對進(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)性變動因素。本文將所有數(shù)據(jù)分為兩個時間段，第一個時間段為1995年1月-2001年12月，第二個時間段為2002年1月-2006年12月。對數(shù)據(jù)劃分為以上兩個時間段的原因在于，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的時間點(diǎn)將整個數(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月整個樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析，估算時間段中人民幣實(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。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進(jìn)行調(diào)控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產(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制造業(yè)生產(chǎn)價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)口同時存在，這一現(xiàn)象由中國在產(chǎn)業(yè)價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進(jìn)口原材料和初級產(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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篇（9）

 

一、文獻(xiàn)回顧

按照主體的不同，對國際投資和國際貿(mào)易的關(guān)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(mào)易之間的關(guān)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(mào)易之間的關(guān)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(mào)易之間的關(guān)系。在此只涉及母國和東道國，投資與貿(mào)易之間的關(guān)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(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究的是1999年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主mundell(1957)。mundell的研究以標(biāo)準(zhǔn)的古典國際貿(mào)易模型為基礎(chǔ)，通過嚴(yán)格的假定，得出了國際投資替代國際貿(mào)易的結(jié)論。在隨后的60年代，又有學(xué)者的研究支持了投資替代貿(mào)易的結(jié)論，其中較著名的是vernon(1966)的產(chǎn)品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿(mào)易只是一種轉(zhuǎn)化關(guān)系，只有在投資提早發(fā)生的情況下，才發(fā)生投資對貿(mào)易的替代，而在技術(shù)進(jìn)步日益加快的條件下，新產(chǎn)品的生命周期不斷縮短，因此國際投資對國際貿(mào)易的替代越來越明顯。另一個研究來自于johnson(1967)。johnson認(rèn)為，關(guān)稅導(dǎo)致的對外投資使不具有比較優(yōu)勢的進(jìn)口替代部門獲得了發(fā)展，因此減少了對外貿(mào)易量。

70年代開始出現(xiàn)投資和貿(mào)易具有互補(bǔ)性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產(chǎn)要素流動和商品貿(mào)易可能既有替代關(guān)系也有互補(bǔ)關(guān)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(qiáng)調(diào)國際分工的重要性，將對外投資和貿(mào)易統(tǒng)一在國際分工的基礎(chǔ)上，指出國際投資不是簡單的資本流動而是包括資本、技術(shù)、管理方式和人力資本的總體轉(zhuǎn)移。因此，對外投資應(yīng)從本國處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，這就是本文所談邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略的理論基礎(chǔ)。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(shù)轉(zhuǎn)移把東道國的比較優(yōu)勢發(fā)掘出來，另一方面使母國集中資源開發(fā)新的技術(shù)并形成新的產(chǎn)業(yè)，因此將會擴(kuò)大兩國的貿(mào)易。

無論是mundell的貿(mào)易與投資替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實(shí)證的檢驗(yàn)(梁志成，2001)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有計(jì)量方法與工具上的局限。20世紀(jì)80年代以來，貿(mào)易和直接投資的實(shí)證研究取得了突破性的進(jìn)展，同時更多的研究成果證明投資與貿(mào)易之間具有互補(bǔ)關(guān)系。lipsey和weiss(1981)依據(jù)美國70年代的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對美國跨國企業(yè)在發(fā)展中國家所設(shè)立的子公司的生產(chǎn)和母公司的出口行為進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)同類產(chǎn)品的子公司的年產(chǎn)量與母公司對這些國家的出口總量呈正相關(guān)關(guān)系。lipsey等人(1984)還進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)這種正相關(guān)或至少非負(fù)相關(guān)廣泛存在于美國近80%的產(chǎn)業(yè)部門中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素稟賦不對稱和規(guī)模報酬遞增的情況下，由于跨國公司的專有資產(chǎn)很難通過外部市場達(dá)成交易，就會存在大量的公司內(nèi)貿(mào)易和對中間產(chǎn)品的需求，對外投資將會帶動母國的出口貿(mào)易。ethier(1986)的研究給出了同樣的結(jié)論。grossman和helpman(1989)把產(chǎn)品的成長內(nèi)生化，證明了在一個動態(tài)的模型中國際化生產(chǎn)和貿(mào)易可以是同時擴(kuò)大的。然而，markuson和svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了商品貿(mào)易和要素流動(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現(xiàn)為替代還是互補(bǔ)，依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作”還是“非合作”的問題。

90年代的研究延續(xù)了80年代的趨勢。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進(jìn)一步證實(shí)了上述lipsey和weiss(1981)的結(jié)論，他們重點(diǎn)研究了美國80年代以來的情況，發(fā)現(xiàn)在整個時間跨度中出口與fdi一直保持著正相關(guān)關(guān)系。隨后gramham(1996)的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。pattie(1994)根據(jù)對外投資的動機(jī)不同將fdi分為市場導(dǎo)向型、生產(chǎn)導(dǎo)向型和貿(mào)易促進(jìn)型3類，認(rèn)為只有市場導(dǎo)向型fdi容易替代對外貿(mào)易，而后兩種類型投資則增加貿(mào)易。gray(1998)的研究得出了近似的結(jié)論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)它們之間具有雙向的因果關(guān)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(guān)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(guān)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(mào)易之間存在高度的相關(guān)性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結(jié)論，即在東道國存在貿(mào)易保護(hù)的情況下，fdi會替代母國的出口貿(mào)易。

2000年以后的研究以大量具體的實(shí)證研究為特征，且研究結(jié)果以fd!與貿(mào)易之間具有互補(bǔ)關(guān)系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國對外投資不是進(jìn)出口變化的原因，對外投資對貿(mào)易總額的影響不明顯，而項(xiàng)本武(2005)得出的“中國對外投資是出口創(chuàng)造性和進(jìn)口替代型”的結(jié)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(mào)易之間的確存在著長期的互補(bǔ)關(guān)系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關(guān)系，但fdi和進(jìn)口僅有單向的因果關(guān)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(jìn)口、工業(yè)品進(jìn)口之間存在雙向的因果關(guān)系，與工業(yè)品出口之間存在單向的因果關(guān)系，投資與出口以及中美的初級產(chǎn)品進(jìn)出口之間均不存在因果關(guān)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(mào)易的發(fā)展，且投資對進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率較高。李保明和劉震濤(2004)的實(shí)證結(jié)果顯示，兩岸貿(mào)易總額、大陸進(jìn)口和出口均表現(xiàn)出關(guān)于臺商投資的顯著正相關(guān)性，這說明臺商投資對兩岸貿(mào)易具有顯著的促進(jìn)作用。此外，stone和jeon(2000)研究認(rèn)為貿(mào)易與海外直接投資之間為互補(bǔ)關(guān)系，且兩者之間貿(mào)易更傾向于為主導(dǎo)因素；韓國學(xué)者lim和moon(2001)證明，當(dāng)發(fā)達(dá)國家向不發(fā)達(dá)國家投資，而投資是新設(shè)立的或者投資產(chǎn)業(yè)在母國是夕陽產(chǎn)業(yè)時，fdi和貿(mào)易之間是正相關(guān)關(guān)系；blonigen(2001)深入到產(chǎn)品層次進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易和fdi之間既有替代也有互補(bǔ)的關(guān)系，而且替代效應(yīng)的發(fā)生不是逐步的，而是短時間急劇變化的。

基于本文研究的側(cè)重，在此再對邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略和小島清的邊際優(yōu)勢理論進(jìn)行進(jìn)一步的說明。邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略的概念來源于小島清的邊際優(yōu)勢理論，但應(yīng)該注意的是，邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略所代表的經(jīng)濟(jì)行為早已存在，只是由小島清概括出來。邊際優(yōu)勢理論更多地是一種國際投資理論，但因?yàn)樗褔H投資和國際貿(mào)易在同一基礎(chǔ)上進(jìn)行分析，所以對投資和貿(mào)易的關(guān)系也給予了研究。同時也正因?yàn)樗鼈?cè)重于國際投資的研究，對兩者關(guān)系的研究也并不全面。按照邊際優(yōu)勢理論，對外投資應(yīng)該從國內(nèi)處于邊際優(yōu)勢即相對劣勢的產(chǎn)業(yè)開始，而處于相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)則進(jìn)行對外貿(mào)易。按照小島清的分析，對邊際產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品需求應(yīng)通過向海外投資的企業(yè)進(jìn)口來實(shí)現(xiàn)。所以，小島清論述的投資與貿(mào)易的關(guān)系也更多地是母國投資與進(jìn)口之間的關(guān)系，這是一種單向的正相關(guān)關(guān)系。但與此同時，小島清也論述了兩國生產(chǎn)可能性邊界的擴(kuò)張和貿(mào)易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關(guān)系，這同樣是單向的正相關(guān)關(guān)系。但是，基于邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略，對投資和貿(mào)易之間的關(guān)系作這樣的理解還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，況且如上所說，小島清的理論是基于對現(xiàn)象的描述與分析，沒有通過計(jì)量方法得到實(shí)證檢驗(yàn)，而本文將在上述方面給予補(bǔ)充和進(jìn)一步的研究。

二、日本對東亞投資和貿(mào)易的歷史進(jìn)程及兩者關(guān)系的描述

二戰(zhàn)以后至20世紀(jì)60年代，通過美國的幫助和自身的經(jīng)濟(jì)改革，日本經(jīng)濟(jì)得以恢復(fù)并實(shí)現(xiàn)了高速增長。而正是在60年代以后，很多東亞國家和地區(qū)(主要是亞洲“四小”、東盟四國和中國)紛紛實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)起飛和長期快速發(fā)展，使東亞地區(qū)成為了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的熱點(diǎn)，以至于使人將這種發(fā)展?fàn)顟B(tài)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(fā)現(xiàn)兩個最受人關(guān)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(fā)現(xiàn)，先期發(fā)展起來的日本對上述東亞國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)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(qū)對日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的借鑒和模仿，因而東亞模式被認(rèn)為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時東亞模式更多地強(qiáng)調(diào)了貿(mào)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(qū)的國際分工關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了日本對這些國家和地區(qū)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(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系在“東亞奇跡”中的關(guān)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(qū)的投資和貿(mào)易之間的關(guān)系反映了東亞模式和雁行模式的本質(zhì)聯(lián)系。

如上所述，本文采用的作為日本投資和貿(mào)易對象的東亞國家和地區(qū)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(qū)與日本有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)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(qū)的雙邊關(guān)系下的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述，而是對日本與這些國家和地區(qū)的總體之間的數(shù)據(jù)及其表示的關(guān)系進(jìn)行研究。這是因?yàn)椋瑬|亞作為一個密切聯(lián)系的整體，日本與這些國家和地區(qū)的雙邊經(jīng)濟(jì)聯(lián)系往往會延伸到第三方，在此意義下，單獨(dú)描述日本與一方的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并不比描述日本對其他東亞國家和地區(qū)的總體的經(jīng)濟(jì)聯(lián)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(qū)的投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)自1965—2003年的變化趨勢。不難看出，無論投資、出口和進(jìn)口都保持了長期快速增長的態(tài)勢。同時，圖1也顯示了投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)之間很好的相關(guān)性，但是這種相關(guān)性只延續(xù)到1997年。1997年對3種數(shù)據(jù)來說都是一個波峰，相對于1997年，這3種數(shù)據(jù)在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進(jìn)口狀況在短期內(nèi)得到恢復(fù)，而投資始終(截至2003年)沒有恢復(fù)到1997年的水平。我們知道，1997年發(fā)生了舉世聞名的東亞金融危機(jī)，因此不難理解，日本的投資戰(zhàn)略發(fā)生了重大調(diào)整，使相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，這在后面的檢驗(yàn)中也得到了證明。

三、數(shù)據(jù)分析和模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說明

本文日本對上述東亞國家和地區(qū)的投資、出口和進(jìn)口的數(shù)據(jù)均來自日本總務(wù)省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)資料，這些數(shù)據(jù)是以日本與單一國家或地區(qū)的統(tǒng)計(jì)值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數(shù)據(jù)進(jìn)行了加總。對于出口和進(jìn)口，1985年(含)以前的數(shù)據(jù)單位為百萬日元，之后的數(shù)據(jù)單位為十億日元。為了統(tǒng)一單位，本文將1985年(含)以前的數(shù)據(jù)單位轉(zhuǎn)化為十億日元，并作了四舍五入處理。對于投資，原始數(shù)據(jù)的單位為百萬美元，本文將之乘以匯率并將單位轉(zhuǎn)化為十億日元，并同樣作了四舍五入的處理。其中，匯率數(shù)據(jù)來源于世界貨幣基金組織(imf)數(shù)據(jù)庫，匯率為年終值。

(二)斷點(diǎn)檢驗(yàn)

在上面日本對東亞投資和貿(mào)易的歷史進(jìn)程的描述中我們看到，發(fā)生金融危機(jī)的1997年，投資和貿(mào)易的金額開始了大幅度減少，在之后的幾年中，出口和進(jìn)口得到了恢復(fù)，而投資卻延續(xù)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(mào)易之間的關(guān)系發(fā)生了變化。下面對此給以檢驗(yàn)，即斷點(diǎn)檢驗(yàn)(chow breakpoint test)。既然投資相對于出口和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了變化，我們的檢驗(yàn)依據(jù)投資為因變量、出口和進(jìn)口為自變量的單方程模型來進(jìn)行。根據(jù)斷點(diǎn)檢驗(yàn)的原理，考察在1997年前后投資與出口和進(jìn)口的關(guān)系是否發(fā)生了變化，即考察出口和進(jìn)口的系數(shù)是否發(fā)生了變化。檢驗(yàn)結(jié)果如下(見表1)。

通過表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無論是通過f檢驗(yàn)法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無斷點(diǎn)”的原假設(shè)。也就是說，在1997年的前后，投資相對于出口和進(jìn)口發(fā)生了趨勢變化，或者說，投資與出口和進(jìn)口之間的關(guān)系發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。因此，本文對邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略下投資和貿(mào)易關(guān)系的研究采用1997年(含)以前的數(shù)據(jù)。

(三)單位根檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般具有長相關(guān)性，上述3種數(shù)據(jù)可能存在單位根，也就是說它們的時間序列可能是非平穩(wěn)的。為了避免由于數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性帶來的偽回歸，下面對3種數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

根據(jù)adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗(yàn)的要求，最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的選擇主要依據(jù)aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)兩個準(zhǔn)則，如果兩者一致則選擇一個最優(yōu)滯后階，不一致則選擇兩個。本文首先是對水平(1evel)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，而后對一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，但基于文章篇幅的考慮，檢驗(yàn)結(jié)果合并于一表中(見表2)。

通過表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，投資、出口和進(jìn)口的水平數(shù)據(jù)都存在單位根。為了確定變量的單整階數(shù)，本文對投資、出口和進(jìn)口的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。同樣從表2可以看出，投資、出口和進(jìn)口的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)不存在單位根。由此也說明，上述投資、出口和進(jìn)口的水平數(shù)據(jù)為一階單整或（1）過程。

（四）模型設(shè)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(jìn)口兩個方面的關(guān)系，即要驗(yàn)證投資與出口之間和投資與進(jìn)口之間是否存在因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法(granger causality test)作為主要研究手段。

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，可以認(rèn)為有關(guān)投資(fdi)、出口(ex)和進(jìn)口(1m)的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時間序列中。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理是判斷某些變量的信息是否能改進(jìn)對其他變量的預(yù)測，具體到本文，即為檢驗(yàn)過去的投資、出口或進(jìn)口是否會對未來的出口、進(jìn)口或投資有影響。可以通過估計(jì)var模型來實(shí)現(xiàn)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(jìn)口的關(guān)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(jìn)口)關(guān)系的三變量的var模型。筆者認(rèn)為，在考慮到其他變量影響的條件下來考察兩個變量的關(guān)系更加符合本文研究的實(shí)際。因此，本文模型設(shè)定如下：

    其中，fdi、ex、im分別代表日本對東亞的投資、出口和進(jìn)口，α、β、γ為不同變量的系數(shù)，u1t、u2t、u3t為隨機(jī)擾動項(xiàng)，t表示時間。檢驗(yàn)投資對出口是否具有格蘭杰因果關(guān)系，即檢驗(yàn)β1i和β2i是否全不顯著；檢驗(yàn)投資對進(jìn)口是否存在格蘭杰因果關(guān)系，即是檢驗(yàn)γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗(yàn)日本對東亞出口和進(jìn)口之間是否存在因果關(guān)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(jīng)驗(yàn)結(jié)果及相關(guān)分析

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理，我們應(yīng)該首先進(jìn)行上述var模型的參數(shù)估計(jì)，而在此之前一項(xiàng)重要的工作是進(jìn)行最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的確定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最優(yōu)滯后結(jié)構(gòu)的確定過程而僅顯示其結(jié)果，即：

 

由日本對東亞的投資、出口和進(jìn)口組成的var模型的最優(yōu)滯后階為6。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)行var模型的參數(shù)估計(jì)。同樣基于篇幅的考慮，估計(jì)結(jié)果不再列出。下面，我們對var模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行f檢驗(yàn)，即得到如下格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)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(shè)，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(shè)，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(guān)系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進(jìn)口的原因”的原假設(shè)，所以投資是進(jìn)口的原因，同時，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進(jìn)口不是投資的原因”的原假設(shè)，所以進(jìn)口也是投資的原因，因此，投資與進(jìn)口具有雙向的因果關(guān)系；(3)從程度的比較來看，投資與進(jìn)口的關(guān)系相對于投資與出口的關(guān)系更加密切。

此外，通過表3還可以發(fā)現(xiàn)，出口是進(jìn)口的原因，但進(jìn)口不是出口的原因，出口對進(jìn)口具有單向的因果關(guān)系。這并非是本文關(guān)注的問題，但與此相關(guān)有一個問題值得關(guān)注和解釋：出口是進(jìn)口的原因，進(jìn)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(jié)論相矛盾。如何對此給以解釋呢？當(dāng)然，答案是不能做此推論。這是因?yàn)椋c日本對東亞出口相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對一些在日本居于相對優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的具有較高科技含量的產(chǎn)品的進(jìn)口，這部分進(jìn)口構(gòu)成日本出口生產(chǎn)要素的需求；而與日本對東亞投資相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對一些在日本居于邊際優(yōu)勢(即相對劣勢)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品進(jìn)口，這些產(chǎn)業(yè)盡管在日本有需求但由于生產(chǎn)成本或經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素而無法生產(chǎn)，因而構(gòu)成了對外投資。所以，出口推動的進(jìn)口和推動投資的進(jìn)口不具有相同的內(nèi)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(yōu)勢戰(zhàn)略下日本對東亞投資與出口和進(jìn)口之間的關(guān)系。

五、結(jié)論和相關(guān)研究展望

本文的研究證明，在邊際優(yōu)勢戰(zhàn)略下，對外投資與本國出口和進(jìn)口之間存在如下關(guān)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(jìn)口的增加，本國進(jìn)口同樣推動本國對外投資的增加；投資與進(jìn)口的關(guān)系相對于投資與出口的關(guān)系更加密切。

篇（10）

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1008-4428（2017）02-113 -02

一、引言

菲律賓是中國香蕉進(jìn)口大國，我國2008年從菲律賓進(jìn)口的香蕉總量占我國進(jìn)口香蕉的92.3%。中菲兩國的國際往來非常微妙，在2012年爆發(fā)了所謂的“香蕉之戰(zhàn)”。所以，中國對菲律賓香蕉進(jìn)口的政策對菲律賓香蕉出口的影響受到了廣泛關(guān)注。

從以往的中菲香蕉貿(mào)易研究中，中方統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)和菲方統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)存在很大的差異。而這種巨大的數(shù)據(jù)差異導(dǎo)致的結(jié)果就是，中國的貿(mào)易政策和SPS政策，對菲律賓的香蕉貿(mào)易帶來的影響是不同的。鄭國富、楊從平（2014）研究了中國質(zhì)檢局加強(qiáng)對菲律賓香蕉檢疫的強(qiáng)度，對菲律賓出口中國的香蕉影響，中方數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，加強(qiáng)檢疫能夠有效地阻止菲律賓香蕉出口中國，而菲方數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)這種影響微乎其微。相關(guān)的中菲香蕉貿(mào)易文獻(xiàn)都止步于不同數(shù)據(jù)和不同的結(jié)果，但并沒有人進(jìn)一步探索不同數(shù)據(jù)背后的原因，以及哪個數(shù)據(jù)更能反映真實(shí)的情況。

二、中菲香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)分析

（一）中菲香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)概述

香蕉貿(mào)易有兩種統(tǒng)計(jì)方式，貿(mào)易總量（kg）和價值總量（$）。由于價值量受到匯率波動、關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘的影響，進(jìn)口方和出口方統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)差值較大。因此，本文對香蕉貿(mào)易的總量進(jìn)行對比。即便如此，中菲雙方統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易量仍有很大差異。表1是近16年來，中菲雙方匯報的香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)。其中，中菲數(shù)據(jù)差值是中方數(shù)據(jù)減菲方數(shù)據(jù)所得。

從表中可看出，中方匯報的數(shù)據(jù)一直大于菲方數(shù)據(jù)1萬噸以上，這個差值于2006年達(dá)到一個小高峰17萬噸。但是在2013和2014年，差值大幅逆轉(zhuǎn)，菲方數(shù)據(jù)比中方數(shù)據(jù)多1萬噸～2萬噸。更為戲劇性的轉(zhuǎn)變是2015年，中方數(shù)據(jù)再次高過菲方數(shù)據(jù)，并達(dá)到近16年來最大差值35.7萬噸。這樣的數(shù)據(jù)差異可能有兩種主要原因，一種是中菲統(tǒng)計(jì)香蕉的方法不一樣，中方統(tǒng)計(jì)的香蕉貿(mào)易值可能包含了香蕉加工品和香蕉種植物，而菲方可能只匯報了新鮮香蕉的貿(mào)易。另一種可能是中國或者菲律賓或者兩國都出于其他復(fù)雜的原因虛報了香蕉貿(mào)易量。

（二） 菲律賓香蕉出口狀況

菲律賓2006至2015年連續(xù)排名香蕉出口大國前十位的國家有日本、中國、韓國、伊朗、新加坡及阿聯(lián)酋。圖1顯示了菲律賓及這六國統(tǒng)計(jì)的香蕉貿(mào)易差異情況，香蕉統(tǒng)計(jì)單位為KG，差值等于相應(yīng)出口國統(tǒng)計(jì)的數(shù)值減菲律賓統(tǒng)計(jì)數(shù)值。

從圖1可知，除了新西蘭，菲律賓與其他香蕉貿(mào)易大國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都存在較為明顯的偏差。其中，中國與菲律賓的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差距最大。需要說明的是，2014年日本統(tǒng)計(jì)進(jìn)口菲律賓香蕉數(shù)據(jù)與菲律賓統(tǒng)計(jì)出口日本香蕉差值為負(fù)的44.7億kg，為了更清晰的對比六國統(tǒng)計(jì)狀況，圖中沒有顯示這年日本與菲律賓的數(shù)據(jù)差異。總體來看，菲律賓統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)低于中、韓統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)，但是高于阿聯(lián)酋和新加坡統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易量。

香蕉貿(mào)易包含新鮮香蕉、香蕉種子、加工過的香蕉和香蕉植物。為了檢驗(yàn)數(shù)據(jù)差異是否與統(tǒng)計(jì)范疇有關(guān)，接下來對比每個國家在UN comtrade 提交的香蕉統(tǒng)計(jì)的范圍。

相比之下，1的統(tǒng)計(jì)是最\統(tǒng)的，菲律賓一直采用這一統(tǒng)計(jì)方式，統(tǒng)計(jì)量比其他國家少似乎是正常的。但是對比發(fā)現(xiàn)，中日韓新加坡及新西蘭的統(tǒng)計(jì)方式相同，而菲律賓統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)僅與新西蘭數(shù)據(jù)一致。說明統(tǒng)計(jì)范圍不同，并不是數(shù)據(jù)差異的主要原因。

（三）中國的香蕉進(jìn)口狀況

2006至2015年，中國總共從21個國家和地區(qū)進(jìn)口了香蕉，其中有5個國家連續(xù)十年有香蕉貿(mào)易，按貿(mào)易量大小排列分別是菲律賓、泰國、厄瓜多爾、其他亞洲地區(qū)及越南。

中國與厄瓜多爾、泰國及亞洲其他地區(qū)統(tǒng)計(jì)的香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)幾乎一致，與越南統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)存在小范圍偏差。菲律賓是中國最大的香蕉進(jìn)口國，但其統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)與中國統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)也是差異最大的，差值遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過厄、泰及其他亞洲地區(qū)。

（四）數(shù)據(jù)可靠性初步判斷

整理中國與菲律賓的香蕉統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)兩國提供的數(shù)據(jù)差異較大。為了進(jìn)一步探究哪國提供的數(shù)據(jù)更為可靠，本文依次比較了菲律賓及其香蕉出口大國統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易量，以及中國及其香蕉進(jìn)口大國統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易量。

在菲律賓香蕉出口的數(shù)據(jù)中，菲律賓除了與日本統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)一致外，同其他國家統(tǒng)計(jì)的香蕉量均存在不同程度的差異。香蕉貿(mào)易包含香蕉相關(guān)的產(chǎn)品、種子和植物。為了排除這種差異來自統(tǒng)計(jì)范圍的不同，本文接著對比了中日韓、新西蘭、阿聯(lián)酋及菲律賓統(tǒng)計(jì)的香蕉貿(mào)易范圍。相比其他國家，菲律賓統(tǒng)計(jì)的香蕉范疇是最小的，而中日韓新西蘭都統(tǒng)計(jì)了相同的香蕉范疇，菲律賓卻僅僅與日本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一致。這說明，統(tǒng)計(jì)范疇不是菲律賓統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)差異的主要原因。

在中國香蕉進(jìn)口數(shù)據(jù)的對比中，中國統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)與厄爾瓜多、泰國及亞洲其他地區(qū)提供的數(shù)據(jù)基本一致，與越南統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)存在小范圍偏差。因此得出結(jié)論，相比之下，中國的香蕉統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更可靠。

三、中國政策與菲律賓香蕉貿(mào)易的實(shí)證分析

（一）模型建立及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)過簡單的數(shù)據(jù)對比，本文采用相對可靠的中方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)中國SPS對菲律賓香蕉貿(mào)易的影響。貿(mào)易模型通常采取引力模型，但是本文只衡量中國和菲律賓的雙邊貿(mào)易，因此去掉引力模型中地理因素、語言因素、殖民關(guān)系等衡量多國貿(mào)易的影響因素，最終模型為：

1nY=β0+β11nGDPCHN+β21NgdpPHL+β31nSPS+μ（1）

其中，Y是中國進(jìn)口菲律賓的香蕉量，數(shù)據(jù)來源于UN comtrade，GDP的下標(biāo)CHN和PHL是中國和菲律賓的ISO縮寫，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，SPS主要是針對農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)貿(mào)易壁壘，是虛擬變量，數(shù)據(jù)來源于中國WTO/TBT-SPS通報咨詢網(wǎng)。

（二）實(shí)證分析

我國分別于2002、2004、2012實(shí)施了香蕉檢驗(yàn)、水果檢疫、食品農(nóng)殘相關(guān)SPS措施。通過stata回歸結(jié)果可知，菲律賓的GDP對菲律賓出口中國的香蕉總量影響顯著性也較小。同時，SPS對香蕉貿(mào)易影響的t值為-0.80，不顯著，表明我國的SPS相關(guān)措施對菲香蕉出口影響相關(guān)性不大。

四、總結(jié)

本文通過數(shù)據(jù)比較法，認(rèn)為中方提供的數(shù)據(jù)相對可靠，使用中方數(shù)據(jù)檢驗(yàn)我國與蕉相關(guān)的SPS對菲香蕉進(jìn)口的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這種影響相關(guān)性不大。通過加強(qiáng)檢疫等措施確實(shí)能夠在短期內(nèi)影響菲律賓香蕉的進(jìn)口量，但這種影響通常難以持續(xù)。菲律賓是我國最重要香蕉進(jìn)口國之一，大量減少進(jìn)口菲律賓香蕉的數(shù)量也會降低中國國民的福利。因此，依賴民族情緒的“香蕉戰(zhàn)”是難以持續(xù)的，有效的貿(mào)易政策還需考慮長期影響。

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