進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)精選(九篇)
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第1篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
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：F752.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
文章編號：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文獻(xiàn)述評
長期以來，就業(yè)問題一直是經(jīng)濟社會發(fā)展所關(guān)注的重點問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動力市場突顯“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經(jīng)濟增長有效促進(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（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)研究匯率變動對中國制造業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動會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)勞動力需求彈性的變動，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。事實上，作為影響就業(yè)問題的一個重要方面，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，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?？傮w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)的作用機理分析更為明朗，綜合運用綜合固定效應(yīng)模型的估計也使得本文的研究結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。
二、計量模型與方法
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在時期t的就業(yè)增長率，反映企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變動情況，根據(jù)企業(yè)在特定時期的雇員人數(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時表示該企業(yè)既被觀測到了進(jìn)動，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業(yè)在貿(mào)易強度、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為隨機干擾項。
具體地，本文在后續(xù)實證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應(yīng)以及面板隨機效應(yīng)三種模型對上式進(jìn)行估計，最終根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果選擇最優(yōu)的估計方法。
三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計
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)易活動相關(guān)特征源于中國海關(guān)統(tǒng)計數(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，最終得到時間跨度為7年、囊括158478家企業(yè)、447932個樣本的數(shù)據(jù)集。
表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計特征，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，但進(jìn)口額占企業(yè)銷售額的比重相對較低。與此同時，本文也可通過各種收入水平的國家的進(jìn)口強度看出，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、實證分析結(jié)果
根據(jù)估計方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數(shù)顯著性與符號大致相似，同時Hausman檢驗顯示采用固定效模型進(jìn)行估計的結(jié)果更優(yōu)，因此本文主要報告雙向固定效應(yīng)結(jié)果下的實證結(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，企業(yè)特征方面可以看出，企業(yè)年齡越大、經(jīng)營時間越長，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)模緩慢擴大；生產(chǎn)率更高的企業(yè)通常在貿(mào)易活動中變現(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)模的擴張將會導(dǎo)致產(chǎn)出遞減、真實工資降低，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)易強度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業(yè)的進(jìn)口強度等指標(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，或許因為企業(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、貿(mào)易政策改變等風(fēng)險而引致的就業(yè)波動，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)在全球價值鏈環(huán)節(jié)中的重要性的提升；企業(yè)進(jìn)口強度與企業(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)口強度尤其是進(jìn)口中間投入品強度的提升將會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)的勞動力需求變動及應(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、匯率變動風(fēng)險等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿(mào)易強度和貿(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)，這可能是因為當(dāng)前中國尚處于全球價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)，從而減少相對勞動需求、抑制就業(yè)增長。伴隨開放經(jīng)濟條件下中國貿(mào)易伙伴分布范圍的擴大、對特定市場依賴程度的降低，同時更多“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。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，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有指標(biāo)的符號和顯著性均與初始結(jié)果保持了一致性，論證了本文實證分析的穩(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，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)口的同時兼有出口行為也能夠推動企業(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)驗分析具有重要的理論與現(xiàn)實意義，同時也為宏觀貿(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)易的平衡點仍會是未來中長期政策調(diào)整的方向和重點所在。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、管理機制的完善，同時也為企業(yè)實現(xiàn)穩(wěn)定持續(xù)經(jīng)營提供了思路。與此同時，對于企業(yè)在進(jìn)口貿(mào)易活動中進(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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第2篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
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)檢驗結(jié)果并不是非常理想，其實對于安徽省來說，進(jìn)口貿(mào)易如果只是發(fā)生在特定產(chǎn)業(yè)，那么計算經(jīng)濟規(guī)模時引入人口是不合理的，但是安徽省作為一個省份，單純僅用GDP同其他國家比較更是不現(xiàn)實的，所以本文依舊選取人均GDP作為指標(biāo)。②消費。以2011年為例，安徽省進(jìn)口食品及主要供食用的活動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)說明兩個問題：安徽省進(jìn)口貿(mào)易不是以消費為主，消費可能不是進(jìn)口的動力因素；進(jìn)口既然不是用于廣大的消費，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，可以彌補這一計量缺憾。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，因為外商直接投資是按支出法核算國民經(jīng)濟的指標(biāo)，在這里假設(shè)外商直接投資最終會以目標(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)計數(shù)據(jù)，其中人均GDP采用GDP平價指數(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)濟政策與外債”指標(biāo)有各國經(jīng)過購買力平價指數(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，為了剔除匯率和價格波動的影響，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是隨機測量誤差或者隨機性因素，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、計量分析
采用eviews7．2中的pool模版處理隨機效應(yīng)模型，具體結(jié)果如下：1．模型分析通過序列圖分析，單位根檢驗應(yīng)該包含截距項和趨勢項，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，進(jìn)一步進(jìn)行一階差分檢驗，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，因為此模型已經(jīng)取對數(shù)做線性化處理，故不通過檢驗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，同樣使用一階差分檢驗，變量通過單位根檢驗。根據(jù)上述檢驗結(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，建立的模型形式為：有常數(shù)項和時間趨勢，變量滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗的零假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Pedrom檢驗、Kao檢驗、Johansen檢驗三種方法，對面板數(shù)據(jù)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。除了Panelv－Statistic統(tǒng)計量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過檢驗外，其余變量p值都接近于0。同時Granger檢驗中，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)行計量分析，通過Hausman檢驗，得到p值為1．000，接受原假設(shè)，建立隨機效應(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)濟越發(fā)達(dá)，越不會向安徽省出口。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，因為安徽省與一些國家與地區(qū)有長期的合作關(guān)系，重點進(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)口物品用于消費不足2％的事實；最后，安徽省是內(nèi)陸省份，運輸不便，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。
三、結(jié)論
第3篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
由2007年4月美國次級貸款危機引發(fā)的國際金融危機于2008年9月雷曼兄弟的破產(chǎn)正式拉開帷幕，此后洶涌的危機浪潮迅速蔓延全球，中國也受到了難以抵御的沖擊。危機爆發(fā)后，中國的經(jīng)濟增長速度放慢，失業(yè)率上升，原本不足的國內(nèi)需求再度萎縮，進(jìn)口貿(mào)易持續(xù)下降。進(jìn)口貿(mào)易的變化在一定程度上體現(xiàn)出一國經(jīng)濟的高漲與低落。影響中國進(jìn)口貿(mào)易的因素除了匯率及人均GDP等主要因素外，消費者的心理變化也不容忽視。隨著國際金融危機的爆發(fā)與繼續(xù)，中國市場處于一片低迷，人們對于中國經(jīng)濟未來走勢的信心不斷下降，在一定程度上影響了我國進(jìn)口貿(mào)易市場的發(fā)展。本文通過構(gòu)建實證模型，選取和處理2007—2010年相關(guān)月度數(shù)據(jù)，深入研究國際金融危機期間心理恐慌對我國進(jìn)口貿(mào)易的實質(zhì)影響。
二、研究綜述
國內(nèi)外對于進(jìn)口貿(mào)易及影響其因素的研究一直較為關(guān)注。早在1990年進(jìn)口問題課題組就對改革開放十年來進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展做了研究，發(fā)現(xiàn)在我國經(jīng)濟發(fā)展速度過快以及消費的膨脹的刺激下，進(jìn)口貿(mào)易呈螺旋式的增長態(tài)勢。魏巍賢(1999)分析了影響我國進(jìn)口需求的宏觀經(jīng)濟因素，指出影響總進(jìn)口的因素不僅包括總消費支出，還包括總投資支出以及總出口支出，并建立了中國進(jìn)口需求短期行為的誤差修正模型來證實他的觀點。韓德光(2001)卻認(rèn)為影響中國對外貿(mào)易進(jìn)口額的主要因素是國民收入和匯率，并通過實證說明國民收入對進(jìn)口額的影響較大，匯率對進(jìn)口額的影響則相對較弱。邵軍和徐康寧(2006)使用協(xié)整分析方法研究了改革開放以來中國進(jìn)口貿(mào)易與其決定因素之間的長期關(guān)系和需求彈性，認(rèn)為無論是長期還是短期，中國的進(jìn)口需求價格彈性較小，收入彈性較大，而這一現(xiàn)象主要與中國的進(jìn)口需求結(jié)構(gòu)有關(guān)。同年，李雙杰和劉偉(2006)針對貿(mào)易政策變化對我國進(jìn)口汽車市場的影響做了實證分析，發(fā)現(xiàn)由于進(jìn)口汽車價格結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性，關(guān)稅降低對進(jìn)口汽車市場的直接影響并不大，而是通過人們的消費預(yù)期來間接影響市場。呂劍(2007)在研究外部沖擊對我國進(jìn)口貿(mào)易影響的實證分析時發(fā)現(xiàn)，我國進(jìn)口與國際石油價格、國際游資數(shù)量呈負(fù)相關(guān)，而與人民幣實際有效匯率、外國通貨膨脹率水平和外國出口能力呈正相關(guān)。一般的貿(mào)易理論認(rèn)為，本幣升值后有利于降低進(jìn)口商品成本，短期內(nèi)產(chǎn)生進(jìn)口替代效應(yīng)，有助于減少貿(mào)易順差。徐揚輝(2008)的研究卻表明現(xiàn)實與理論相背離，并認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因主要在于我國加工貿(mào)易所占比重過大。林遠(yuǎn)(2009)也做了關(guān)于人民幣實際有效匯率對我國貿(mào)易進(jìn)口影響的實證研究，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率升值將顯著減少我國的進(jìn)口額，并且通過影響出口的方式間接影響進(jìn)口，而我國的加工貿(mào)易進(jìn)口卻基本不受人民幣匯率波動的影響。
Robert和Clinton(1994)測量了美國進(jìn)口價格對于新產(chǎn)品的多樣性以及新的外國供應(yīng)商的可能偏好，并發(fā)現(xiàn)美國進(jìn)口總需求的收入彈性變小。Abdelhak(1997)利用結(jié)構(gòu)性進(jìn)口需求方程對很多國家分別做了估計，發(fā)現(xiàn)計量經(jīng)濟學(xué)理論在小樣本情況下對于不同的評估對象沒有任何幫助。因此他根據(jù)蒙特卡洛方法對小樣本的性質(zhì)分別做了OLS和FM兩種評估，結(jié)果表明，無論是短期彈性還是長期彈性，F(xiàn)M評估結(jié)果都明顯強于OLS的評估結(jié)果。M．Shahe和Forhad(2001)認(rèn)為不同國家的進(jìn)口需求所對應(yīng)的模型并不相同。他們在有限外匯管制的條件下針對斯里蘭卡的長期進(jìn)口需求建立了包括進(jìn)口國收入和進(jìn)口商品價格兩個變量的結(jié)構(gòu)計量經(jīng)濟方程，實證結(jié)果表明較以往的研究結(jié)果更為顯著。Margarita和Thomas(2006)建立了垂直差異產(chǎn)品的貿(mào)易模型，發(fā)現(xiàn)收入不平等甚至是類似的變量都會影響進(jìn)口需求。在利用約翰森程序?qū)?948—1996年美國經(jīng)濟數(shù)據(jù)對收入不平等的變化對進(jìn)口需求影響進(jìn)行檢驗后，認(rèn)為進(jìn)口需求與收入及相對價格并不存在長期關(guān)系。M．Shahe和Forhad(2007)對他們在2001年所作的總進(jìn)口模型進(jìn)一步做了修正，并對印度和斯里蘭卡的進(jìn)口數(shù)據(jù)做了實證檢驗。Antonis等(2008)對收入不平等影響進(jìn)口需求的問題做了更深入的研究，并根據(jù)1980—1997年的相關(guān)數(shù)據(jù)對36個發(fā)達(dá)和發(fā)展中國家分別做了檢驗，得到了非常顯著的結(jié)果。國內(nèi)外學(xué)者對各國進(jìn)口貿(mào)易的研究取得了一定的成果，但是對國際金融危機下進(jìn)口貿(mào)易所受影響的研究較少，關(guān)于心理因素對進(jìn)口貿(mào)易影響的探討更是寥寥無幾。本文在借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，分析當(dāng)前國際金融危機期間心里恐慌對我國進(jìn)口貿(mào)易的影響，力求對我國未來經(jīng)濟政策有所貢獻(xiàn)。
三、模型構(gòu)建及樣本說明
(一)模型的構(gòu)建
自國際金融危機爆發(fā)以來，世界各國經(jīng)濟增長放慢、失業(yè)人數(shù)上升、股市走向蕭條，這些無疑使得消費者對未來經(jīng)濟形勢的信心下降，導(dǎo)致消費減少，從而影響到進(jìn)口貿(mào)易總額。因此，影響一國進(jìn)口貿(mào)易總額的因素，除了匯率和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之外，還應(yīng)該包括消費者的心理變化。由于國際金融危機對消費者造成的心理影響主要表現(xiàn)在消費者對當(dāng)前經(jīng)濟形勢的感受及未來經(jīng)濟前景預(yù)期上，因此，本文選擇消費者信心指數(shù)①來度量國際金融危機對消費者造成的心理影響。基于這樣的邏輯思考，本文構(gòu)建了實證模型的基本形式如下:It=F(GPCt，Et，CCIt)(1)式(1)中，It(Import)表示第t期我國進(jìn)口貿(mào)易總額;GPCt(GrossDomesticProductpercapita)表示第t期我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值;Et''''表示第t期人民幣匯率;CCIt(ConsumerConfidenceIndex)表示第t期我國消費者信心指數(shù)。為準(zhǔn)確反映我國與各進(jìn)口對象國(地區(qū))貨幣的雙邊匯率在人民幣匯率水平?jīng)Q定中的權(quán)重，本文以人民幣實際有效匯率指數(shù)BEERt(RealEffec-tiveExchangeRate)作為(1)式中的匯率Et的替代變量。同時，為更深入的研究人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對我國進(jìn)口貿(mào)易總額的影響，本文將(1)式中的GPCt修正為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率RGPCt(GrowthRateofGrossDomesticProductpercapi-ta)。在參考Feenstra，Gagnon和Knetter(1996)、Yang(1998)以及Alicia和Tuuli(2007)研究模型的基礎(chǔ)上，本文建立的實證模型如式(2)①:D［log(It)］=α0+α1D(RGPCt)+α2D［log(REERt)］+α3D［log(CCIt)］+δt(2)
(二)樣本的選取及描述
為了能夠充分反映各變量在國際金融危機下對我國進(jìn)口貿(mào)易總額的沖擊，本文選擇的樣本數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。由于國際金融危機起源于2007年4月爆發(fā)的美國次級貸款危機，同時考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本期確定為2007年4月至2010年6月。
1．我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額
我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國商務(wù)部網(wǎng)站②，由于所得數(shù)據(jù)均以億美元為單位，為統(tǒng)一起見，本文根據(jù)國家外匯管理局網(wǎng)站③公布的人民幣與美元兌換率將我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)的單位均轉(zhuǎn)換為億元。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額在2008年9月國際金融危機爆發(fā)之后開始急速下降，2009年1月竟跌至3513億元。隨著2009年上半年全球經(jīng)濟的逐漸回暖，我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額終于開始有所回升。
2．我國月度人均GDP增長率
我國的GDP數(shù)據(jù)來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計局④。由于GDP數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，本文利用Eviews統(tǒng)計軟件中二次函數(shù)的插值方法將其轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)。另外，計算人均GDP所需的我國人口數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局的“2008年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報”。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，2007年4月開始我國人均GDP增長率明顯下降，2007年7月竟跌至負(fù)值。2008年9月國際金融危機爆發(fā)后，我國人均GDP增長率更是暴跌不止，直至2009年4月才開始轉(zhuǎn)為正值。這就說明，國際金融危機對我國人均GDP增長率造成的巨大沖擊正在逐漸轉(zhuǎn)緩。
3．月度人民幣實際有效匯率指數(shù)
月度人民幣實際有效匯率指數(shù)⑤數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行網(wǎng)站⑥。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國次級貸款危機爆發(fā)以來，月度人民幣實際有效匯率指數(shù)整體呈上升態(tài)勢，特別是2008年7月至11月期間上升幅度明顯增加。自2008年11月開始美元開始對歐元和日元等主要貨幣貶值，使得人民幣升值壓力有所減輕。雖然2009年2月人民幣實際有效匯率指數(shù)再次步入新高，但此后便開始穩(wěn)步回落。
4．我國月度消費者信心指數(shù)
我國月度消費者信心指數(shù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國次級貸款危機以來，我國消費者信心指數(shù)整體呈跌勢。2007年12月開始不斷下降，尤其自2008年9月國際金融危機正式爆發(fā)后，消費者對未來經(jīng)濟形勢的預(yù)期陷入一片低迷，我國消費者信心指數(shù)急速下跌。在經(jīng)濟即將回暖之初即2009年3月，我國消費者信心指數(shù)終于開始有所回升，這就意味著我國消費者對國際金融危機的心理恐慌逐漸緩解，并對經(jīng)濟前景的預(yù)期有所改觀。
四、實證分析
對本文所建模型中各變量樣本數(shù)據(jù)的描述表明:國際金融危機爆發(fā)后，我國進(jìn)口貿(mào)易總額、人均GDP增長率、消費者信心指數(shù)等都受到了極大的影響，人民幣實際有效匯率指數(shù)也因美元的貶值出現(xiàn)不穩(wěn)定的態(tài)勢。然而，國際金融危機對我國進(jìn)口貿(mào)易總額的一部分沖擊是否通過消費者的心理因素傳導(dǎo)，消費者的心理恐慌是否對我國進(jìn)口貿(mào)易總額存在實質(zhì)的影響，這就需要對本文所建模型做進(jìn)一步的實證檢驗。
1．平穩(wěn)性檢驗
根據(jù)統(tǒng)計學(xué)基本原理，實證研究所需的時間序列必須為平穩(wěn)序列，否則會使結(jié)果無法反映自變量與因變量之間的真實關(guān)系，即產(chǎn)生偽回歸問題。本文所采用的樣本均為時間序列數(shù)據(jù)，為防止偽回歸，本文采用單位根檢驗法①對所選取變量的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。由表1可知，變量D［log(It)］、D(RGPCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］都通過了單位根檢驗，說明這四個時間序均為平穩(wěn)序列。
2．格蘭杰因果檢驗
樣本序列的平穩(wěn)性雖然得到了驗證，但是模型中所設(shè)自變量是否為因變量變化的原因仍需進(jìn)一步判斷，也就是要確定解釋變量D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］的變化是否能夠引起被解釋變量D［log(It)］的變化，分別做格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平上，D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］均為D［log(It)］變化的Granger原因。
3．實證結(jié)果及分析
選取和處理2007年至2009年的相關(guān)月度數(shù)據(jù)，對本文所建立的實證方程式(2)進(jìn)行參數(shù)估計和檢驗，其結(jié)果如表3所示。
對于式(2)回歸得到結(jié)果所做的D．W．自相關(guān)性及異方差性檢驗均表明，本文所構(gòu)建的實證模型是合理的。同時回歸方程調(diào)整后的R2值達(dá)到0．62，且完全通過了F檢驗，說明本文所建的回歸方程擬合優(yōu)度非常好。從各參數(shù)估計值的檢驗值來看，本文所建回歸方程中各變量系數(shù)以及常數(shù)項的估計值顯著性都非常高，達(dá)到1%的水平。表3中各變量系數(shù)的估計值表明:我國月度人均GDP增長率的變化、我國月度消費者信心指數(shù)增長率的變化均與我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長率的變化正相關(guān)。這就意味著在國際金融危機的背景下，我國月度人均GDP增長率下跌即我國月度人均GDP增長速度的放慢，會使得我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長率的下降;我國月度消費者信心指數(shù)增長率的下跌即我國消費者對當(dāng)前及未來經(jīng)濟形勢的月度預(yù)期變差，從而降低消費欲望，引起我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長率的減少。同時，表3還顯示月度人民幣實際有效匯率指數(shù)的上升與我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長率負(fù)相關(guān)。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論，本國貨幣的升值意味著本國從外國進(jìn)口商品價格的相對降低，從而促進(jìn)了本國進(jìn)口貿(mào)易總額增加，而本文所得到的結(jié)論恰與傳統(tǒng)的經(jīng)濟學(xué)理論相反。原因有三:第一，本文所討論的樣本期處于國際金融危機的特殊環(huán)境下，國際金融危機給我國消費者造成了一定的心理恐慌，使得消費者的消費欲望大大減少，從而影響到我國進(jìn)口貿(mào)易總額。無論是進(jìn)口商還是普通消費者都對未來經(jīng)濟形勢存在疑慮。第二，在美國次貸危機爆發(fā)之前人民幣匯率走勢仍較為平緩，而2007年4月之后人民幣則不斷呈現(xiàn)出升值態(tài)勢，在2008年9月國際金融危機正式引燃之后，人民幣匯率再度步入新高，這一切都增加了進(jìn)口商及普通消費者的惶恐與不安。第三，我國消費者始終處于二元結(jié)構(gòu)，即低收入人群和高收入人群。高收入人群對于進(jìn)口商品中的高價物品消費較多，而高收入人群對于匯率及經(jīng)濟環(huán)境敏感性較高，國際金融危機的爆發(fā)使得高價進(jìn)口物品消費減少，從而引起我國進(jìn)口總額下降。因此，雖然人民幣升值在一定程度上降低了進(jìn)口商品的價格，但是在國際金融危機的背景下，人民幣升值并沒有使得進(jìn)口商及普通消費者購買更多的進(jìn)口商品，反而使得進(jìn)口商及普通消費者恐慌心理加重，從而保持觀望態(tài)度，甚至減少進(jìn)口商品的購買，于是我國進(jìn)口貿(mào)易總額在人民幣升值的情況下反而減少。從表3各參數(shù)估計值大小來看，α3的估計值較大為5.693153，這就表明，我國月度消費者信心指數(shù)增長率對我國月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長率的影響非常明顯，即我國消費者對當(dāng)前經(jīng)濟形勢的感受和對未來經(jīng)濟前景的預(yù)期顯著引起我國進(jìn)口貿(mào)易總額的變化。系數(shù)α1的估計值為0.478729，與α3的估計值相比較小，說明我國人均GDP增長率的變化對我國進(jìn)口貿(mào)易總額增長率的影響相對較小。系數(shù)α2估計值的絕對值較其它系數(shù)而言非常小，僅為－1.617922，但其顯著性水平也達(dá)到1%。這表明在國際金融危機背景下，雖然人民幣的不斷升值使得我國進(jìn)口貿(mào)易總額減少，但是相對于其他因素來說這種反常的影響較弱且短暫，我國消費者的信心會隨著全球經(jīng)濟的回暖而逐漸增強，人民幣實際有效匯率指數(shù)對我國進(jìn)口貿(mào)易總額的影響終會回歸正常的軌道。五、結(jié)論及政策建議本文對2007年4月至2010年6月期間的樣本數(shù)據(jù)做了實證分析，并在實證結(jié)果顯著的情況下得到了以下結(jié)論:在國際金融危機期間，我國人均GDP增長率的下降及我國消費者的心理恐慌都嚴(yán)重影響了我國進(jìn)口貿(mào)易，引起我國進(jìn)口貿(mào)易總額的減少。同時，在國際金融危機這樣的特殊時期，人民幣匯率的不斷升值反而對我國進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了負(fù)面影響，即使得我國進(jìn)口貿(mào)易總額下降。這些結(jié)果均表明，國際金融危機不僅對全球各經(jīng)濟體造成了劇烈的沖擊，還使得人們的心理產(chǎn)生極度的恐慌，于是，消費者減少了消費欲望，進(jìn)口商減少了貿(mào)易往來，從而導(dǎo)致我國進(jìn)口貿(mào)易總額的下跌。我國進(jìn)口貿(mào)易總額的增加和減少，在一定程度上表現(xiàn)出我國經(jīng)濟形勢的強盛與衰弱。同時，部分進(jìn)口商品是為了出口商品服務(wù)，進(jìn)口總額的減少會使得我國出口總額的下跌，進(jìn)而影響到我國貿(mào)易總額。因此，本文的主要政策建議是:
1．積極加強宣傳。國際金融危機對人們心理造成的恐慌造成了消費的減少和貿(mào)易的萎縮?？只诺男睦聿荒芗纯滔从谙M者對當(dāng)前及未來經(jīng)濟形勢的態(tài)度。我國采取的各項政策以及取得的效果都可以通過各種途徑多方宣傳，盡可能的減輕消費者的心理負(fù)擔(dān)，以期改變我國消費者對未來經(jīng)濟形勢的預(yù)期，逐漸恢復(fù)對我國經(jīng)濟的信心。
第4篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
關(guān)鍵詞:服務(wù)貿(mào)易;服務(wù)業(yè);經(jīng)濟增長;面板協(xié)整
中圖分類號:F740.22文獻(xiàn)標(biāo)識碼: A文章編號:1003-4161(2009)04-0070-04
1.引言
國際貿(mào)易中長期以來都是貨物貿(mào)易占據(jù)主導(dǎo)地位,但從1980年起國際服務(wù)貿(mào)易開始呈現(xiàn)出比國際貨物貿(mào)易更強勁的發(fā)展勢頭,服務(wù)貿(mào)易發(fā)展非常迅速,并越來越成為大國競爭的焦點。據(jù)世界貿(mào)易組織(WTO)的統(tǒng)計,國際服務(wù)貿(mào)易總額從1980年的7 674億美元擴大到2007年的63 163億美元,占世界貿(mào)易總額的份額也從15.7%上升至18.3%。在國際服務(wù)市場上發(fā)達(dá)國家仍然是服務(wù)貿(mào)易的主體,并呈現(xiàn)以歐美國家為主體的發(fā)展格局。數(shù)據(jù)顯示,2007美國服務(wù)貿(mào)易總額約為7 900億美元,其中出口額和進(jìn)口額分別約為4 540億美元和3 360億美元,位居世界首位,而英國和德國分別排名世界第二和第三。
國際服務(wù)貿(mào)易的迅速發(fā)展是世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下的產(chǎn)物,主要發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟重心已經(jīng)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)由“工業(yè)經(jīng)濟”向“服務(wù)經(jīng)濟”轉(zhuǎn)型趨勢。目前,全球服務(wù)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值達(dá)到60%以上,主要發(fā)達(dá)國家達(dá)到70%以上。從研究文獻(xiàn)來看,服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。Alan V. Deardorff(2001)認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易會刺激服務(wù)業(yè)的發(fā)展,服務(wù)貿(mào)易提供的運輸、保險、金融等服務(wù)不但有助于服務(wù)業(yè)的發(fā)展,還會間接推動經(jīng)濟增長。Ramkishen(2002)利用中國、印度尼西亞、韓國、馬來西亞和泰國五個亞洲國家服務(wù)貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)建立模型,認(rèn)為服務(wù)業(yè)市場的開放,有助于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,并促進(jìn)經(jīng)濟增長。劉紹堅(2005)認(rèn)為跨國公司服務(wù)業(yè)國際轉(zhuǎn)移是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的內(nèi)在動力。陳凱(2006)論證了經(jīng)濟全球化和廣泛的國際分工使得各國通過日趨廣泛的國際服務(wù)貿(mào)易實現(xiàn)國際范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品協(xié)調(diào)。耿乃凡(2007)在對江蘇省服務(wù)業(yè)和國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上,提出江蘇省發(fā)展服務(wù)業(yè)和國際服務(wù)貿(mào)易的對策措施。楊玲(2008)引用投入產(chǎn)出表進(jìn)行了中國生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對國際服務(wù)貿(mào)易貢獻(xiàn)度的理論與實證研究。
筆者主要利用OECD主要的八個國家服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口總額、服務(wù)貿(mào)易的出口總額與服務(wù)業(yè)的增加值總額和GDP總值,采用面板單位根檢驗、面板協(xié)整等以面板數(shù)據(jù)模型為基礎(chǔ)的分析方法,考察服務(wù)貿(mào)易服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的影響。
2.數(shù)據(jù)和面板協(xié)整方法說明
2.1 數(shù)據(jù)來源
基于數(shù)據(jù)的可得性和本文研究的目的,筆者選取OECD主要8個國家1980-2004年期間的數(shù)據(jù)為樣本,這8個國家分別為美國、加拿大、英國、法國、意大利、日本、澳大利亞、西班牙,此處因德國在1990年東西德合并,之前年份數(shù)據(jù)缺失故不作為樣本國家。數(shù)據(jù)主要來源于WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、世界銀行(WB)數(shù)據(jù)庫和國際統(tǒng)計年鑒歷年數(shù)據(jù)。在變量選取上,主要選取OECD的8個國家每年的服務(wù)業(yè)增加值(SEV)、服務(wù)貿(mào)易出口總額(EX)、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額(IM)。為消除數(shù)據(jù)之間的異方差性,數(shù)據(jù)經(jīng)過取自然對數(shù)處理相應(yīng)變量取為LNSEV、LNEX、LNIM。
2.2 單位根檢驗
由于宏觀數(shù)據(jù)常受到數(shù)據(jù)非平穩(wěn)的影響,傳統(tǒng)面板模型會產(chǎn)生“偽回歸”,因此首先采用面板單位根檢驗方法對截面變量LNSEV、LNEX、LNIM進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。面板單位根檢驗方法分為同質(zhì)單位根檢驗法與異質(zhì)單位根檢驗法兩大類,同質(zhì)單位根檢驗法分別有LLC(Levin, Lin, and Chu)檢驗法、Breitung檢驗法和Hadri檢驗法;異質(zhì)單位根檢驗法分別有IPS(Im, Pesaran, and Shin)檢驗法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法。根據(jù)本文模型變量選取的異質(zhì)性特點,選用IPS檢驗方法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法三種方法實現(xiàn)異質(zhì)性面板模型的單位根檢驗。
2.3 異質(zhì)面板協(xié)整檢驗
在時間序列分析中,Engle-Granger協(xié)整檢驗是基于殘差檢驗實現(xiàn)的,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(0)過程,如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(1)過程。Pedroni和Kao將Engle-Granger的框架擴展到了面板數(shù)據(jù)領(lǐng)域,Pedroni提出了一系列允許不同截面之間存在不同個體效應(yīng)和趨勢的協(xié)整檢驗。由(1)式為例,考慮如下回歸形式:
LNSEVit=αi+χit+θt+βLNEXit+γLNIMit+εit
i=1,2,……9;t=1,2,……15;
參數(shù)αi和χi表示截面?zhèn)€體的確定效應(yīng)和趨勢效應(yīng)。該檢驗的零假設(shè)為不存在協(xié)整,則在零假設(shè)下殘差項εit應(yīng)為I(1)過程,即ρi=1。并通過進(jìn)行輔助回歸來判斷殘差項是否是I(1)過程:
εit=ρiεit-1+uit
或 εit=ρiεit-1+Σρij=1itεit-j +vit
其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;
Kao檢驗的思路與Pedroni檢驗類似,只是在第一階段回歸時,確定了模型中必須且只允許包含個體確定效應(yīng)并且模型中外生變量的系數(shù)是齊性的,即不同截面外生變量的系數(shù)相同:
LNSEVit=αi+βLNEXit+γLNIMit+εit
LNSEVit=LNSEXit-1+uit
LNEXit=LNEXit-1+vit
LNIMit=LNIMit-1+rit
其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;然后同Pedroni檢驗一樣進(jìn)行輔助回歸,判斷殘差項εit是否是I(1)。
3.服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)影響的實證結(jié)果
3.1 面板協(xié)整方程
面板數(shù)據(jù)(Panel Data)能夠同時反映變量在截面和時間二維空間上的變化規(guī)律和特征,具有純時間序列數(shù)據(jù)和純截面數(shù)據(jù)所不可比擬的優(yōu)點。但如果發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)集中的變量存在單位根,常規(guī)的OLS計量方法就可能失效,為了檢驗這八個國家服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額、服務(wù)貿(mào)易出口總額與服務(wù)業(yè)增加值三個非平穩(wěn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,就需要進(jìn)行面板協(xié)整檢驗。構(gòu)造異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型步驟如下:首先用模型1來分析服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務(wù)貿(mào)易對于經(jīng)濟服務(wù)化的影響。然后分別用模型2和模型3來分別檢驗服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口,服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個模型的具體設(shè)定如下:
Model 1: LNSEVit=αi+θt+βLNEXit+γLNIMit+εit
Model 2: LNSEVit=αi+θt+βLNEXit+εit
Model 3:LNSEVit=αi+θt+γLNIMit+εit
其中 i=1,2,……9;t=1,2,……15
模型中αi為常數(shù)項,θt為趨勢項,β度量了服務(wù)貿(mào)易出口總額對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。
3.2 單位根檢驗結(jié)果
表1 面板單位根檢驗結(jié)果
檢驗方法變量
水平值一階差分
檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.
LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000
LNIM3.186270.9993-6.240930.0000
LNSEV1.664780.9520-4.903980.0000
ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000
LNIM3.247560.999767.17840.0000
LNSEV18.24980.309551.38050.0000
PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000
LNIM3.051560.999865.06580.0000
LNSEV19.45330.245951.26540.0000
注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗方法的零假設(shè)均為存在單位根。
由表1可知,利用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗所有面板數(shù)據(jù)是否具有單位根,在水平序列情況下顯著接受對所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè),即所有變量都是I(1)序列。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來確定各變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
3.3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果
利用Pedroni和Kao提出的方法對三個模型分別進(jìn)行面板協(xié)整檢驗,表2結(jié)果顯示模型1、模型2和模型3分別以1%、5%和10%的水平顯著性,有力地證明了不存在面板協(xié)整的原假設(shè)不成立,即支持OECD八國的服務(wù)貿(mào)易的出口總額、服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口總額與服務(wù)業(yè)增加值之間存在面板協(xié)整關(guān)系,說明服務(wù)貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)化存在著長期均衡關(guān)系,以下將對它們之間的長期關(guān)系作進(jìn)一步的估計。
表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果
方法及統(tǒng)計量模型1模型2模型3
Pedroni檢驗panel adf-statgroup adf-stat-2.435366**-2.073477**
-1.412010*-1.318828*-3.402586 ***-2.623781**
Kao檢驗 ADF-4.269338***-3.880573***-4.046338***
注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。
3.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計
首先看FMOLS估計結(jié)果,模型1在不含時間效應(yīng)時服務(wù)貿(mào)易出口總額的系數(shù)不顯著,在考慮時間效應(yīng)時,參數(shù)估計量在5%水平都顯著,β和γ的估計值分別為負(fù)數(shù)和正數(shù);模型2在不含時間效應(yīng)時參數(shù)估計5%水平顯著,且β為正數(shù);模型3兩種情況下參數(shù)估計都顯著,但考慮時間效應(yīng)時,估計值明顯減小。由模型2和模型3可知,服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口對服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有較強的正個體效應(yīng),說明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對各個國家經(jīng)濟服務(wù)化有較強的推動作用。因為FMOLS估計結(jié)果在兩種不同情況下顯著性不同,我們還不能準(zhǔn)確地判斷服務(wù)貿(mào)易出口總額對于服務(wù)業(yè)發(fā)展的時間效應(yīng),以及服務(wù)貿(mào)易出口與進(jìn)口對經(jīng)濟服務(wù)化影響的差異性,我們再借助基于含有和未含有時間效應(yīng)的DOLS估計方法來分析。從DOLS估計結(jié)果看,模型1在含有時間效應(yīng)時參數(shù)估計量都顯著,β和γ的估計值分別為負(fù)數(shù)和正數(shù),此與FMOLS結(jié)果相一致。模型2和模型3在兩種情況下估計量都顯著,通過比較可知服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的系數(shù)相對較大,特別是考慮時間效應(yīng)時服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口估計值的系數(shù)比出口大近一倍。同時,在模型1中考慮時間效應(yīng)的情況下,服務(wù)貿(mào)易出口的系數(shù)為負(fù),說明模型結(jié)果具有一致性。
以上估計結(jié)果,與經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實的觀察是一致的,20世紀(jì)80年代以后本文研究的OECD八國服務(wù)貿(mào)易基本都處于世界服務(wù)貿(mào)易排名的前列,其強有力的服務(wù)貿(mào)易地位極大地促進(jìn)了服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,推動國家由工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟過渡。通過對估計結(jié)果的分析,我們還可以得到:①服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)具有極大的推動效應(yīng),但從時間趨勢來看,這種推動效應(yīng)在減弱,這可能與大多數(shù)發(fā)達(dá)國家已經(jīng)進(jìn)入服務(wù)經(jīng)濟形態(tài)有關(guān)。②數(shù)據(jù)服務(wù)貿(mào)易中進(jìn)口與出口相比較,前者對服務(wù)業(yè)發(fā)展具有更強的正向推動效應(yīng),特別是考慮時間趨勢時,服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對經(jīng)濟服務(wù)化的影響更加深遠(yuǎn)。我們在討論服務(wù)貿(mào)易問題時,一般多將研究的焦點放在服務(wù)貿(mào)易的出口上,而較少關(guān)注服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口問題,本文的結(jié)果顯示了后者的研究價值。
表3 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計
模型1模型2模型3
參數(shù)個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間
βFM0.1810(1.466)-0.3147**(-2.795)0.8434**(15.947)0.1504(1.287)
γFM0.6819**(5.732)0.5297**(5.541)0.8622**(21.400)0.4062**(5.294)
R2FM0.94230.96650.90660.94330.93970.9650
βDOLC0.1973(1.598)-0.2003**(-2.188)0.8465**(16.006)0.2268**(5.681)
γDOLC0.6668**(5.605)0.5170**(5.863)0.8584**(21.305)0.4397**(14.501)
R2DOLC0.94370.96760.90780.94400.94070.9657
注:括弧中數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。
4.服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的實證結(jié)果
4.1 面板協(xié)整方程
模型4檢驗服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務(wù)貿(mào)易對于GDP總量的影響。然后分別用模型5和模型6來分別檢驗GDP增長與服務(wù)貿(mào)易出口,GDP增長與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個模型的具體設(shè)定如下:
Model 4:
LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+γLNIMit+εit(1)
Model 5:
LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+εit(2)
Model 6:
LNGDPit=α1+θ1+γLNIMit+εit(3)
其中i=1,2,……9;t= 1,2,……15
模型中α1為常數(shù)項,θ1為趨勢項,β度量了國際服務(wù)貿(mào)易出口總額對GDP總量的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額對GDP總量的影響。
4.2 單位根檢驗結(jié)果
由表4可知,在水平序列情況下顯著接受對所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè)。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來確定各變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
表4 面板單位根檢驗結(jié)果
檢驗方法變量水平值一階差分
檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.
LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000
LNIM3.186270.9993-6.240930.0000
LNGDP 2.87357 0.9980-4.960750.0000
ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000
LNIM3.247560.999767.17840.0000
LNGDP 7.24715 0.968252.90590.0000
PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000
LNIM3.051560.999865.06580.0000
LNGDP 4.807480.996653.16220.0000
注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗方法的零假設(shè)均為存在單位根。
4.3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果
結(jié)果顯示模型4、模型5和模型6分別以1%、5%和10%的水平顯著性(見表5),說明面板協(xié)整的原假設(shè)成立,說明國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展推動了經(jīng)濟增長,兩者存在著長期均衡關(guān)系,以下將對它們之間的長期關(guān)系作進(jìn)一步的估計。
表5 面板協(xié)整檢驗結(jié)果
方法及統(tǒng)計量模型4模型5模型6
Pedroni檢驗
panel adf-statgroup adf-stat-1.937651*-2.357649**
-2.642657**-3.0795528**-3.679517 ***-3.647836***
Kao檢驗
ADF-4.040596***-4.029548***-3.052864**
注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。
4.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計
表6 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計
模型4模型5模型6
參數(shù)個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間
βFM0.3738**(7.133)0.2238**(5.045)0.3471**(19.151)0.2211**(6.110)
γFM-0.0320(-0.633)-0.0588(-1.560)0.3417**(13.953)0.0772**(2.077)
R2FM0.91280.96550.91920.96820.86160.9546
βDOLS0.3562**(6.796)0.2151**(6.002)0.3384**(18.669)0.2009**(16.141)
γDOLS-0.0191(-0.378)-0.0261(-0.758)0.3280**(13.392)0.0736**(5.096)
R2DOLS0.92300.96900.92190.96840.86520.9569
注:括弧中數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。FMOLS估計結(jié)果顯示,模型4中β的估計值為正和γ的估計值為負(fù),且γ估計值顯著性不足,說明國際服務(wù)貿(mào)易中服務(wù)貿(mào)易出口相比較而言對經(jīng)濟的增長具有更強的推動效應(yīng);由模型4和模型5中估計值結(jié)果都具有顯著性,說明國際服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口對經(jīng)濟增長具有較強的正的個體效應(yīng)和時間效應(yīng),說明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對各個國家經(jīng)濟增長有較強的影響作用,并且長期來看服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長推動作用更明顯。從DOLS估計結(jié)果看,模型4、模型5、模型6估計值結(jié)果與FMOLS估計結(jié)果基本相似,模型結(jié)果具有一致性。
5. 小結(jié)
利用OECD八個國家1980―2004年的服務(wù)貿(mào)易出口總額、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額、服務(wù)業(yè)增加值和GDP總量的數(shù)據(jù),研究國際服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長的影響。首先,運用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,結(jié)果表明所有數(shù)據(jù)變量具有不平穩(wěn)性。再利用Pedroni和Kao提出的方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗,證實了這八個國家服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。FMOLS和DOLS協(xié)整估計結(jié)果比較分析表明,服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長都具有促進(jìn)作用,從長期來看,服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對于服務(wù)業(yè)具有顯著的推動效應(yīng),而服務(wù)貿(mào)易出口對于經(jīng)濟增長具有更顯著的推動效應(yīng)。
運用面板協(xié)整技術(shù)研究OECD國家服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系是一項新嘗試,本研究有存在不足的地方,如消除匯率和價格變動對面板數(shù)據(jù)的影響,從而提高數(shù)據(jù)質(zhì)量的問題,以及面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗與估計方法的技術(shù)也有待于改進(jìn)。
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第5篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
【關(guān)鍵詞】自由貿(mào)易區(qū) 貿(mào)易效應(yīng) 引力模型
一、引言
2002年11月，我國與東盟簽署《中國――東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，自此中國與東盟正式開啟自貿(mào)區(qū)建設(shè)的進(jìn)程。2004年起“早期收獲計劃”開始順利實施，有效促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易。而對于作為東盟成員國之一的新加坡來說，無論在經(jīng)濟總量還是金融發(fā)展或是社會建設(shè)方面，新加坡在東盟十國中都處于領(lǐng)先的地位，且經(jīng)濟持續(xù)增長。因此，中國與新加坡的貿(mào)易往來也必將越發(fā)緊密。
2008年10月，中國與新加坡簽訂自貿(mào)區(qū)協(xié)議，新加坡成為東盟成員國中第一個單獨與中國建立雙邊自由貿(mào)易區(qū)的國家。經(jīng)過雙方的努力，2000――2015 年中國與新加坡之間進(jìn)出口貿(mào)易總額呈遞增趨勢，雙邊貿(mào)易額從2000年的331.5億美元增加到2015年的795億美元。此外，比較進(jìn)口和出口的數(shù)據(jù)可知，雖然中國對新加坡進(jìn)口總額和出口總額整體上增長，但出口總額的增幅顯著高于進(jìn)口總額，表明中國對新加坡進(jìn)出口貿(mào)易順差進(jìn)一步擴大的現(xiàn)象。
在進(jìn)出口結(jié)構(gòu)方面，莫瑤（2016）指出雙邊貿(mào)易以工業(yè)制成品為主，初級產(chǎn)成品比重較低。中國從新加坡進(jìn)口的貨物中，初級產(chǎn)品的進(jìn)口額出現(xiàn)負(fù)增長現(xiàn)象，而工業(yè)制成品的進(jìn)口額大體保持著正增長趨勢，工業(yè)制成品總額不斷擴大。從中國對新加坡出口貨物結(jié)構(gòu)來看，中國對新加坡出口的初級產(chǎn)品總額和工業(yè)制成品總額均呈增長趨勢，且工業(yè)制成品的出口額遠(yuǎn)高于對初級產(chǎn)品的出口額。
中新自由貿(mào)易協(xié)定在中國――東盟自貿(mào)區(qū)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加快了雙邊減稅的進(jìn)程，加強了兩國在貨物、服務(wù)貿(mào)易等領(lǐng)域的經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系。中新兩國雙邊自由貿(mào)易區(qū)的建立預(yù)示著中國與新加坡的經(jīng)濟合作展開了新的局面。在中國與新加坡雙邊貿(mào)易規(guī)模迅猛增長的態(tài)勢下，中國和新加坡之間的貿(mào)易合作關(guān)系也發(fā)生顯著變化。分析中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對兩國貿(mào)易產(chǎn)生的影響，并探討成功的經(jīng)驗，有利于為正在進(jìn)行中的自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)提供借鑒，為如何更好地運用自由貿(mào)易區(qū)的優(yōu)勢發(fā)展貿(mào)易提供建議，促進(jìn)我國經(jīng)濟的發(fā)展。
通過閱讀文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對中國――東盟自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的研究內(nèi)容較為豐富，而針對運用引力模型來分析中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的研究則不夠全面。本文運用擴展的引力模型，分析中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)以及對比其貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對我國從東盟國家和從其他貿(mào)易伙伴的進(jìn)口產(chǎn)生的影響。
二、文獻(xiàn)綜述
關(guān)于中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)國內(nèi)已有一些研究成果。項義軍，厲佳佳（2014）指出中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立，促使兩國之間的貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，兩國根據(jù)自身優(yōu)勢重新分配生產(chǎn)要素，優(yōu)化資源配置。而隨著兩國貿(mào)易合作深化，貿(mào)易額也將會再達(dá)到高峰。此外，從長遠(yuǎn)的角度來看中新貿(mào)易的合作，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)會占據(jù)主導(dǎo)地位。于翱翔（2015）指出，中國與新加坡雙邊貿(mào)易額的增長會對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生積極影響，它們之間的均衡關(guān)系是長期且穩(wěn)定的。中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)成立后所帶來的兩國雙邊貿(mào)易的快速增長，將會刺激中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高。
關(guān)于基于引力模型的中國――新加坡自貿(mào)區(qū)貿(mào)易效應(yīng)的研究：林琳，李懷琪（2015）從貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)兩方面對中國――新加坡自貿(mào)區(qū)建立后的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。包含的變量有各國GDP、距離變量、兩個貿(mào)易區(qū)的時間虛擬變量，運用混合效應(yīng)的引力模型，得出中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的成立對非成員國的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)相對較小，中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)以貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)為主的結(jié)論。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的數(shù)據(jù)，比較了中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對中國向新加坡的出口額和中國從新加坡的進(jìn)口額的影響。選取其他九個主要貿(mào)易伙伴進(jìn)行對比分析，得出中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中國同新加坡的進(jìn)出口貿(mào)易，即存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而對中國出口新加坡的促進(jìn)作用在減弱。因此，新加坡是建立自由貿(mào)易區(qū)的受益者。成利沙（2012）除傳統(tǒng)變量以外，還加入了利率、開放度水平、匯率、金融危C等變量，運用1995年第一季度至2011年第四季度的數(shù)據(jù)，得出中國與東盟自由貿(mào)易區(qū)以及中國與新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中新兩國的雙邊貿(mào)易，兩個自由貿(mào)易區(qū)所產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的結(jié)論。
通過閱讀文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)已有研究的不足：1.數(shù)據(jù)大多用的2012年及以前的數(shù)據(jù)，需要數(shù)據(jù)更新；2. 沒有進(jìn)行貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)在不同區(qū)域的差別比較。本文在已有優(yōu)秀研究的基礎(chǔ)上，一方面更新了數(shù)據(jù)，另一方面對比了中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)對于東盟成員國與對其他主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，彌補了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對比的分析，希望能為更好地發(fā)展自貿(mào)區(qū)提供政策建議。
三、理論模型
貿(mào)易引力模型是度量貿(mào)易流量和估算貿(mào)易潛力的重要方法，是國際貿(mào)易理論的重要組成部分。已經(jīng)有許多研究運用引力模型來研究自由貿(mào)易區(qū)產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。貿(mào)易引力模型的理念最初來源于物理學(xué)領(lǐng)域著名的理論萬有引力定律，它是指任意兩物體之間的相互引力與質(zhì)量成正比，與距離正反比。最早將引力模型運用到國際貿(mào)易領(lǐng)域的是Tinbergen和Poyhonen。陳雯（2002）指出在1962年的一次演講中，Tinbergen第一次提出要運用引力模型來研究雙邊貿(mào)易流量。而Poyhonen從1963年開始在德國用引力模型來解釋國家間貿(mào)易流量的問題，他們的研究有一個共同點，那就是研究的核心都是考察經(jīng)濟規(guī)模和距離對世界貿(mào)易流向與貿(mào)易流量的影響。他們指出，兩國雙邊貿(mào)易量的規(guī)模與兩國的經(jīng)濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。引力模型的基本形式如下：
Xij=GSi MjΦij
其中，Xij表示 i國到j(luò)國的出口價值，Mj表示j 國所有的特定因素，表征進(jìn)口國的總需求，Si表示i國所有的特定因素，表征出口國總供給愿望。G表示與i和j無關(guān)的變量，例如世界自由化程度，Φij表示出口國i進(jìn)入j國市場的難易程度，通常用兩國首都或經(jīng)濟中心之間的距離或語言等變量來表示。
在研究中，通常將基本形式轉(zhuǎn)化為對數(shù)線性形式，如：
lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij
其中，Xij： i國對j國的出口值，Yk（k=ij）：k國的國民生產(chǎn)總值，Dij：i國與j國間的距離，Pij：區(qū)域經(jīng)濟一體化形成的虛擬變量，εij：模型誤差。
在引力模型后續(xù)的發(fā)展中，這一模型被學(xué)者們添加了更多的解釋變量，如人均收入、匯率、是否擁有共同語言或文化等等。
本文用中國向貿(mào)易伙伴的出口額與進(jìn)口額作為被解釋變量，中國與貿(mào)易伙伴的GDP、距離、人口乘積、中國――東盟自貿(mào)區(qū)時間虛擬變量、中國――新加坡自貿(mào)區(qū)時間虛擬變量作為解釋變量。根據(jù)經(jīng)驗和經(jīng)濟原理，中國的GDP規(guī)模對于中國的進(jìn)口額有正向影響，貿(mào)易伙伴的GDP規(guī)模對中國的出口額有正向影響，兩國之間的距離對進(jìn)出口額有負(fù)影響。人口乘積對于進(jìn)口貿(mào)易額有兩方面的作用，一方面人口數(shù)量越大，總需求越大。兩一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘積對進(jìn)口貿(mào)易額的作用方向不確定。而對于出口貿(mào)易額，匡增杰（2015）認(rèn)為人口變量對出口貿(mào)易具有兩方面的作用：一方面，隨著人口增加，國內(nèi)分工深化，產(chǎn)品總量增加，這將會增加國內(nèi)產(chǎn)品的出口。另一方面，人口增加會導(dǎo)致國內(nèi)產(chǎn)品需求增加，減少國內(nèi)產(chǎn)品出口。中國――東盟自貿(mào)區(qū)、中國――新加坡自貿(mào)區(qū)建立的時間虛擬變量對于中國的貿(mào)易額預(yù)計有正的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和對其他國家負(fù)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。
四、經(jīng)驗分析
（一）模型設(shè)定與檢驗
1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)
貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是將貿(mào)易從低效率生產(chǎn)的本國生產(chǎn)者轉(zhuǎn)移至高效率生產(chǎn)的區(qū)域性貿(mào)易協(xié)定成員國。本文考察中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對中國與新加坡之間的貿(mào)易額的影響，分別從出口與進(jìn)口兩個方面來考察。描述經(jīng)濟總量的變量一般有GDP、人均GDP等，考慮到如果加入過多變量可能導(dǎo)致多重共線性，所以本文只包括了中國與新加坡的GDP來描述各自的總需求和總供給。由于只有一個國家，所以不包含距離變量。模型構(gòu)建如下：
線性化的進(jìn)口貿(mào)易引力模型：
lnEXt=α0 +α1lnCGDPt+ α2lnSGDPt +α3P1t + α4P2t+α5lcpop_lspopt +εt（1）
t=2000，2001…..2015 α0，……α4 為系數(shù)，εt 為隨機誤差項。
線性化的出口貿(mào)易引力模型：
lnIMt=β0+β1lnCGDPt +β2lnSGDPt + β3P1t + β4P2t +β5lncpop_popt+μt（2）
t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機誤差項。
其中EX、IM分別為中國從新加坡的出口和進(jìn)口額，CGDP表示中國以現(xiàn)價美元計算的GDP總量，SGDP表示新加坡以現(xiàn)價美元計算的GDP總量。P2是虛擬變量，由于新加坡槎盟成員國，所以用P2表示中國――東盟“早期收獲計劃”在2004年的開始，2004年以前P2為0，2004年以后為1。P1也是虛擬變量，表示中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立，2008年10月該自由貿(mào)易區(qū)建立，所以P1在2009年以前是0，在2009以后是1。
（1）平穩(wěn)性檢驗
（2）多重共線性檢驗
Variable | VIF 1/VIF
----------+----------------------
ddlCGDP | 2.32 0.431207
ddlGDP | 1.92 0.520615
ddlcpop_pop | 1.44 0.695301
P1 | 1.30 0.768397
----------+----------------------
Mean VIF | 1.74
VIF檢驗表示不存在多重共線性。
（3）序列相關(guān)檢驗
經(jīng)過序列相關(guān)檢驗，當(dāng)被解釋變量是ddlEX時，拒絕原假設(shè)，存在序列相關(guān)，需要修正序列相關(guān)；當(dāng)解釋變量為dlIM時，不能拒絕原假設(shè)，不需修正序列相關(guān)。
2、對于東盟國家的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)和對于其他重要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)
貿(mào)易轉(zhuǎn)移是指在形成自由貿(mào)易區(qū)后，一國減少從生產(chǎn)成本較低的非成員國的進(jìn)口，轉(zhuǎn)而向生產(chǎn)成本比較高的成員國進(jìn)口。本文研究的是中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，所以考察的是中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立對中國從非成員國進(jìn)口的影響，不涉及中國對非成員國出口的影響。根據(jù)此思路，在引力模型中，可以用虛擬變量P1來度量自由貿(mào)易區(qū)的建立對從非成員國進(jìn)口所產(chǎn)生的影響，即貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。為了對比中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對于東盟成員的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)與對其他主要的貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)是否存在差異，本文選取除新加坡以外的9個東盟成員：馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、老撾、泰國、越南、緬甸、菲律賓、文萊，以及日本、韓國、德國、美國、俄羅斯、巴西、加拿大、英國、澳大利亞、印度這十個中國較大的貿(mào)易伙伴國作為對比分析。
模型為：
lnIMit = β0 +β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit +β5P1t+β6lndisi+εit（3）
t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機誤差項。
在分析中，本文采用2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于涵蓋更多的橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，規(guī)避單一數(shù)據(jù)類型的時間和個體差異，增加模型擬合的效果和準(zhǔn)確性。
（1）平穩(wěn)性ADF檢驗
（2）隨機效應(yīng)與固定效應(yīng)檢驗
蔣冠（2015）指出面板數(shù)據(jù)模型的回歸方法通?？梢苑譃榛旌闲?yīng)、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)三類。混合方法是指不加區(qū)分地對任何個體和截面采用混合最小二乘法估計參數(shù)。固定效應(yīng)方法適用于系數(shù)效應(yīng)方向一致、大小相似的情況，細(xì)分為個體固定、時點固定和個體時點雙固定效應(yīng)模型。隨機效應(yīng)方法是指將原來固定的系數(shù)作為隨機變量進(jìn)行回歸。通過檢驗，本文模型中的隨機效應(yīng)顯著，且通過Hausman檢驗，無法拒絕原假設(shè)，故選擇隨機效應(yīng)模型。
（二）數(shù)據(jù)描述
引力模型變量說明、數(shù)據(jù)來源及系數(shù)預(yù)期
描述統(tǒng)計量
（三）經(jīng)驗結(jié)果分析
1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)
這里采用2000―2015年中新雙邊貿(mào)易與經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用Stata12計量軟件檢驗中國――新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。得到如下結(jié)果：
在進(jìn)口模型中，R2為0.67，表明擬合優(yōu)度較好。虛擬變量P2前的系數(shù)為正，表明“早期收獲計劃”對中國從新加坡的進(jìn)口有促進(jìn)作用，與預(yù)期一致，但顯著性并不高。而虛擬變量P1前的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，但這并不能說明中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對中國從新加坡的進(jìn)口有負(fù)的影響，因為林琳，李懷琪（2015）認(rèn)為 2008年正值全球性金融危機爆發(fā)，而新加坡作為主要的貿(mào)易型國家，受金融危機的影響比較大，弱化了對于進(jìn)口的促進(jìn)作用。此外，中國的ddlGDP在7.5%的顯著性水平下顯著，說明中國從新加坡的進(jìn)口與中國的GDP規(guī)模即總需求有著較大關(guān)系，與經(jīng)濟理論相一致。由于人口的增長對進(jìn)口的影響有兩方面的影響，一是人口增長帶來總需求的增長，進(jìn)口需求會增加，二是人口的增L導(dǎo)致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的進(jìn)口模型中，人口乘積前的系數(shù)為負(fù)，且在5%的顯著性水平上顯著，與我們預(yù)期相反。
在出口模型中，R2為0.7，擬合效果較好。虛擬變量P1前的系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平下顯著，說明中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立具有出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。此外，新加坡的ddlSGDP在1%的顯著性水平下顯著，說明中國向新加坡的出口額與新加坡的GDP規(guī)模有著密切關(guān)系，與經(jīng)濟理論相符。
將虛擬變量P1與P2前的系數(shù)相比，發(fā)現(xiàn)中國――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)相比中國――東盟自由貿(mào)易區(qū)較大。由于中國――新加坡與中國――東盟相比，所涉及的貿(mào)易范圍更廣，關(guān)稅減讓力度更大，因此中新兩國的經(jīng)貿(mào)合作進(jìn)一步得到了加深。但二者的系數(shù)的都較小，說明貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)并沒有完全發(fā)揮。
2、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)
第6篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
關(guān)鍵詞：貿(mào)易引力模型；產(chǎn)業(yè)用紡織品；貿(mào)易出口額；貿(mào)易影響因素
中圖分類號： F72 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0169-02
引力模型的思想和概念源自物理學(xué)中牛頓提出的萬有引力定律：兩物體之間相互引力與兩個物體的質(zhì)量大小成正比，與兩物體之間的距離遠(yuǎn)近成反比。早在20世紀(jì)50年代初期， Isard&Peck（1954）和Beckerman（1956）即憑直覺發(fā)現(xiàn)地理位置上越相近的國家之間貿(mào)易流動規(guī)模越大的規(guī)律。而將貿(mào)易引力模型應(yīng)用于研究國際貿(mào)易的是Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963），并提出了該模型的觀點：兩國雙邊貿(mào)易規(guī)模與兩國的經(jīng)濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。近些年以來，引力模型在雙邊貿(mào)易流量決定因素實證研究中的應(yīng)用越來越廣泛，其理論基礎(chǔ)也越來越完善。
引言
在我國的紡織品進(jìn)出口貿(mào)易中，貿(mào)易的引力模型用來分析中國的紡織品在海外市場上的經(jīng)濟競爭力以及市場，從而如何影響貿(mào)易出口的機制。谷克鑒（2001） 對引力模型的理論、方法進(jìn)行了理論驗證，并建議在構(gòu)造我國貿(mào)易引力模型時應(yīng)增加一個外向型貿(mào)易轉(zhuǎn)移推動的變量，以揭示過渡經(jīng)濟對我國貿(mào)易流量和貿(mào)易流向的影響。李應(yīng)振、李玉舉（2010）根據(jù)增長率趨勢法將1979―2008年分為三個時期，從而進(jìn)一步實證得出：進(jìn)口替代能力、進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)特征、宏觀調(diào)控措施、各國對華貿(mào)易政策、大項目集中進(jìn)口等是影響波動的主要因素。常榮平（2016）對中國與其前27為貿(mào)易國的出口總額運用貿(mào)易引力模型進(jìn)行了影響因素的實證分析，從文化、政策、經(jīng)濟等多個角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)出口總額與地理位置、文化距離呈負(fù)相關(guān)，與經(jīng)濟總量、是否簽訂FTA、人均收入呈正相關(guān)；同時，更深層次分析了我國與不同國家之間的貿(mào)易潛力、貿(mào)易不足，提出了進(jìn)步的發(fā)展空間。
一、產(chǎn)業(yè)用紡織品
作為世界上最大的紡織品進(jìn)出口國，紡織業(yè)是中國國民經(jīng)濟重要的支柱產(chǎn)業(yè)之一，對經(jīng)濟的拉動作用非常重要。產(chǎn)業(yè)用紡織品是新興產(chǎn)業(yè)，是紡織工業(yè)三大方向之一，其技術(shù)含量高、高附加值、高人均產(chǎn)值等特性使其成為了紡織工業(yè)新的經(jīng)濟增長點和調(diào)整轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵。我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易主要集中在發(fā)達(dá)的歐美國家和亞洲國家，其中，歐美發(fā)達(dá)國家以美國和德國為主，日本、韓國以及中國香港則是亞洲紡織品貿(mào)易進(jìn)出口主導(dǎo)地區(qū)。同時，亞洲地區(qū)的進(jìn)口份額遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了歐美地區(qū)的進(jìn)出口份額。
產(chǎn)業(yè)用紡織品是紡織業(yè)的重要構(gòu)成部分，與一般的服裝用、家用紡織品不同，它是指經(jīng)過專門設(shè)計的、具有工程結(jié)構(gòu)特點的紡織品。目前，產(chǎn)業(yè)用紡織品已被廣泛應(yīng)用于交通運輸、航空航天、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護、新能源等領(lǐng)域。常見的產(chǎn)業(yè)用紡織品有：包裝材料、土工布、蓬蓋布、工業(yè)用邊料、產(chǎn)業(yè)用線、繩、纜，文娛體育用品的基布，過濾網(wǎng)材料及篩網(wǎng)等。
在產(chǎn)品市場中，產(chǎn)品需求量的影響因素通常分為需求和供給兩個層面，對于產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響因素分析同樣也可以從這兩個方面進(jìn)行研究。需求因素主要包括國內(nèi)紡織業(yè)發(fā)展水平、紡織類產(chǎn)品結(jié)構(gòu)狀況和其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)需求量的變化，同時也包含其他因素，如國民收入的提高、外資數(shù)量等因素。供給因素則主要是受國內(nèi)產(chǎn)業(yè)用紡織品行業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴張、國內(nèi)外同類可替代產(chǎn)品價格差異或因人民幣升值而產(chǎn)生的進(jìn)口價格差異等影響。
國內(nèi)對產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求是我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易的最大影響因素，并且我國對產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求量仍在增長。國民收入的增加代表著人們對生活品質(zhì)的要求提供，從而需求的紡織品數(shù)量增加、質(zhì)量提升以及品種更多樣化。特別在當(dāng)前低碳經(jīng)濟和節(jié)能減排的經(jīng)濟環(huán)境下，環(huán)保、高效復(fù)合型的產(chǎn)業(yè)用紡織品備受關(guān)注。因而國民收入的增加會擴大產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額需求。從目前來看，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)用紡織品產(chǎn)量的提高并沒有實質(zhì)性地減少對產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口量。相反，進(jìn)口額相比生產(chǎn)量增長更快，這說明國內(nèi)產(chǎn)量雖然在提高，但是并沒有在根本上滿足國內(nèi)對于產(chǎn)業(yè)用紡織品特別是高端產(chǎn)業(yè)用紡織品領(lǐng)域的需求。雖然同時期進(jìn)口價格有所增長，但并沒有抑制進(jìn)口額的增長，相反我們看到的是進(jìn)口額隨著進(jìn)口價格增長而正向增長。這說明，價格的增長對進(jìn)口量的影響并不大，產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口可供選擇的合適替代產(chǎn)品較少，需求彈性較剛，因而進(jìn)口量的變化并不明顯。
二、貿(mào)易引力模型
貿(mào)易引力模型作為研究雙邊貿(mào)易流量的經(jīng)典模型，已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于影響雙邊貿(mào)易因素的研究。很多學(xué)者也通過實證研究證明了雙邊貿(mào)易流量和兩國間經(jīng)濟總量以及兩國距離之間存在重要關(guān)系。那么，雙邊貿(mào)易國經(jīng)濟總量以及兩國間距離是否會影響我國產(chǎn)業(yè)用紡織品從何國進(jìn)口，即我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口是否會傾向于選擇經(jīng)濟總量大的、距離相對較近的國家？對此，我們將從這個方面入手，利用2014年我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額最大的30個國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過貿(mào)易引力模型對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口國別選擇進(jìn)行實證分析，以檢驗兩國經(jīng)濟總量和兩國間距離對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響。
Tinbergen和Poyhonen提出的原始貿(mào)易引力模型表達(dá)式為：
其中，Tij是兩國雙邊貿(mào)易額，Yi是i國的國民生產(chǎn)總值，Yj是j國的國民生產(chǎn)總值，一般用兩國的GDP代替；Dij是兩國之間的空間地理距離，一般可以從地圖上得知；A是常數(shù)。
三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取
為了便于實證研究，將上式轉(zhuǎn)化成對數(shù)的線性方程形式，并增加隨機誤差項，得到下式：
基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2014年我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口具有代表性的30個國家，利用2014年的橫截面數(shù)據(jù)對其進(jìn)行實證研究。數(shù)據(jù)一部分來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《紡織工業(yè)發(fā)展報告》、《紡織工業(yè)發(fā)展報告》等，貿(mào)易數(shù)據(jù)來自于Uncomtrade，各國的GDP數(shù)據(jù)來源于2014年IMF網(wǎng)站的年度數(shù)據(jù)，我國與各國的距離數(shù)據(jù)為我國首都北京與各國首都之間的直線距離，從百度地圖網(wǎng)站查詢計算得到。
我們將貿(mào)易引力模型的公式轉(zhuǎn)變成了對數(shù)形式，再依據(jù)新加入的變量，最終確定貿(mào)易引力模型公式為：
式中，InMij表示取對數(shù)后的我國從貿(mào)易伙伴國的產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額，InGiGj表示取對數(shù)后的我國與貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積，InDij表示的是我國首都北京與貿(mào)易伙伴國首都之間的直線距離，InEXj表示的是貿(mào)易伙伴國產(chǎn)業(yè)用紡織品總出口額；APEC是虛擬變量，如果貿(mào)易伙伴國是亞太經(jīng)濟合作組織成員國，則APEC為1，否則為0。β0到β4是各變量的相關(guān)系數(shù)，β0是常數(shù)，μ是殘差項。
利用Stata軟件進(jìn)行回歸分析后得到回歸方程如下式：
四、回歸結(jié)果分析
由回歸結(jié)果可知，我國與貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟總量會影響我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額，兩國經(jīng)濟總量每變動1個百分比，我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口變動0.65個百分點。兩國間距離也顯著影響我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易，變動系數(shù)為負(fù)的1.82，表明距離增加將會使我國考慮適量減少從該國的進(jìn)口。此外，伙伴國的出口增加對我國進(jìn)口起到促進(jìn)作用，伙伴國每增加1個百分點的出口，我國將多從該國進(jìn)口1.06個百分點。另外，APEC成員國因素對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響不是非常明顯，在0.1的顯著性水平下并不顯著，可見APEC這一制度性因素并沒有對產(chǎn)業(yè)用紡織的進(jìn)口有太大影響（此處回歸得出的系數(shù)為負(fù)可能與選取的數(shù)據(jù)樣本有關(guān)，按正常理論與事實系數(shù)應(yīng)該為正）。由此可見，我國產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易符合貿(mào)易引力模型，即貿(mào)易雙邊經(jīng)濟總量越大，產(chǎn)業(yè)用紡織品的貿(mào)易量也會越大，我國進(jìn)口額越多；而兩國間地理距離會對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口起到阻礙作用，即相同情況下會更多地考慮從距離較近的國家進(jìn)口。此外，若貿(mào)易伙伴增加產(chǎn)業(yè)用紡織品的出口的話，則會增加我國對伙伴國的進(jìn)口。相對來說，APEC成員國對于我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口影響并不顯著，即APEC經(jīng)貿(mào)制度對產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)出口貿(mào)易額影響的成效不是很顯著，原因可能是產(chǎn)業(yè)用紡織品行業(yè)多數(shù)在歐美地區(qū)更為發(fā)達(dá)。
五、結(jié)論
本文主要從回歸分析和貿(mào)易引力模型檢驗兩個方面對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口影響因素進(jìn)行了實證分析?；貧w分析中，從需求因素、供給因素、價格因素三個方面選取了4個解釋變量，建立回歸方程。雖然本文并未實證解析該回歸，但從實證研究可知，國內(nèi)對產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求量是影響產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易的最大因素，需求量的持續(xù)增長引發(fā)我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額增加；國民收入提高會增加產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額需求；而國內(nèi)產(chǎn)量的提高和進(jìn)口平均價格的增長并沒有影響到我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口，可能原因是我國國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)用紡織品生產(chǎn)主要還是集中于中低端常規(guī)產(chǎn)品，國內(nèi)產(chǎn)量的提高并沒有影響到我國對于高端產(chǎn)業(yè)用紡織品的大量進(jìn)口需求。而匯率水平和紡織業(yè)利用外資情況對我國產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額并沒有造成實際影響。
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第7篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
摘 要 進(jìn)口貿(mào)易是國際技術(shù)溢出的重要渠道。本文在CH、LP等經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上,根據(jù)我國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀,通過構(gòu)造適當(dāng)?shù)臐撛诩夹g(shù)溢出模型,使用1978-2007年我國產(chǎn)出,進(jìn)口貿(mào)易和研發(fā)投入等相關(guān)數(shù)據(jù),實證研究了我國基于進(jìn)口貿(mào)易的國際技術(shù)溢出技術(shù)知識存量的經(jīng)濟效應(yīng)。結(jié)果表明進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出促進(jìn)了中國經(jīng)濟的增長。
關(guān)鍵詞 進(jìn)口貿(mào)易 技術(shù)溢出 經(jīng)濟效應(yīng)
一、問題提出
所謂技術(shù)溢出是指在貿(mào)易或其他經(jīng)濟行為中,先進(jìn)技術(shù)擁有者有意識或無意識地轉(zhuǎn)讓或傳播他們的技術(shù),促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)和生產(chǎn)力的提高。在開放經(jīng)濟中,發(fā)展中國家可以通過國際間的技術(shù)擴散來促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)率的提高。20世紀(jì)80年代,新增長理論開始將技術(shù)變動、進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟增長三者聯(lián)合起來研究,認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易是技術(shù)進(jìn)步的一項主要原因,此后不少學(xué)者作了很多關(guān)于國際貿(mào)易技術(shù)溢出的研究,特別是從20世90年代以來,進(jìn)口貿(mào)易顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)已經(jīng)被大量的實證研究所證明。
二、文獻(xiàn)綜述
新增長理論認(rèn)為,創(chuàng)新是一國技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高的主要動力,Coe和Helpman(1995)①以此為基礎(chǔ),首次實證分析了國際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng),他們研究了1970到1990二十年間經(jīng)合組織21個成員國和以色列的相關(guān)面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外的R&D存量對一國的技術(shù)進(jìn)步(用全要素生產(chǎn)率TFP表示)有重大影響。他們的研究成為后繼文獻(xiàn)的基石,此后的文獻(xiàn)在上述基礎(chǔ)上增加更多的控制變量來對貿(mào)易的技術(shù)溢出作更深入的研究。
在實證過程中,核心問題是如何度量外國溢出的R&D存量,Coe和Helpman(1995)在模型中用進(jìn)口比例來加權(quán)得出貿(mào)易伙伴的R&D溢出,實證的結(jié)果是積極地,但是這種方法存在一定的缺陷:由于各個國家的國內(nèi)技術(shù)知識存量是不同的,根據(jù)Coe和Helpman(1995)的方法,如果將兩個國家合并成為一個國家,那么就會得出合并后溢出的研發(fā)資本遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于合并前兩國分別溢出的研發(fā)資本之和,從而對TFP的影響較合并前增強,然而數(shù)據(jù)的簡單加總是不可能對TFP產(chǎn)生新的影響的。
Lichtenberg和 Pottelsberghe(1998)②對CH模型進(jìn)行了改進(jìn),用貿(mào)易伙伴國的產(chǎn)出來代替CH模型中的分母(本國的進(jìn)口總額)。但是,由于出口額只占產(chǎn)出的一部分,而出口到某一個貿(mào)易伙伴(吸收方)的份額又只是總出口額的一部分,所以分子小而分母過大,不能準(zhǔn)確反映出口所物化的技術(shù)知識存量,導(dǎo)致LP實證的關(guān)于貿(mào)易的技術(shù)溢出知識存量數(shù)值偏小。
隨后,在CH和LP模型的研究基礎(chǔ)上,國內(nèi)外很多學(xué)者利用跨國數(shù)據(jù)對國際貿(mào)易的技術(shù)溢出進(jìn)行了實證分析,實證的結(jié)果均支持了進(jìn)口貿(mào)易對進(jìn)口國技術(shù)進(jìn)步的顯著正向作用。
本文采用蔡虹,孫順成(2008)③的公式變形和計算外國溢出R&D存量的方法,在此基礎(chǔ)上延長時間序列樣本,對中國1978到2007三十年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,通過測算技術(shù)知識存量的邊際收益率,從而對國際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)研究做一些新的嘗試。
三、計量模型的設(shè)定
一般將技術(shù)知識存量的邊際生產(chǎn)率定義為研究開發(fā)對生產(chǎn)率的貢獻(xiàn),利用廣義的C-D函數(shù)可以推出這一邊際生產(chǎn)率。假設(shè)技術(shù)進(jìn)步是希克斯中性的,根據(jù)蔡虹,孫順成(2008),有如下形式的C-D函數(shù):
其中, 表示t年的綜合技術(shù)水平, 、 、 分別表示第t年的總產(chǎn)出,資本和勞動投入, 為t年的技術(shù)知識存量, 、 、 均為常數(shù)。將上式兩邊取對數(shù),可得:
= + + +
將上式兩邊同時對R求偏導(dǎo),可得: ,其中 即為技術(shù)知識存量的邊際生產(chǎn)率或邊際收益率。本文的方法是先用最小二乘估計求出 的值,然后通過公式 得出每年的邊際收益率。
四、數(shù)據(jù)來源及處理
在確定進(jìn)入模型的中國的貿(mào)易對象國時,本文選擇了G7國家。根據(jù)聯(lián)合國教科文組織的資料以及OECD、NSF等機構(gòu)的統(tǒng)計數(shù)據(jù),OECD國家占有全球R&D支出的大部分份額,而OECD國家的R&D活動又相對集中在G7國家。因此,本文在實證研究中主要選取G7國家為樣本點④。其中用GDP來反映總產(chǎn)出水平Y(jié),數(shù)據(jù)來源為世界銀行的發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫;中國的資本存量K用社會固定資產(chǎn)投資總額代替,數(shù)據(jù)來源為各年的《中國統(tǒng)計年鑒》,K和Y的數(shù)據(jù)均采用1987年不變美元價格;L用每年年末從業(yè)人員來表示,數(shù)據(jù)來源為各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。
R在這里表示技術(shù)知識存量,即被我國同化并吸收了的來自于進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)知識存量,其計算公式如下: ,其中i代表中國,j分別代表G7國家, 為j國在t年通過與中國貿(mào)易而溢出的技術(shù)知識存量。 為i國在t年對國家j外溢技術(shù)的同化能力系數(shù)。
1. 的測算
的測算是整個計量的關(guān)鍵,本文借用蔡虹,孫順成(2008)的計算方法,用貿(mào)易伙伴國的出口總額 來替代貿(mào)易伙伴國的總產(chǎn)出 。公式如下: ,其中, 和 的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫comtrade.省略/和各期中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒。
2. 的測算
然而,從發(fā)達(dá)國家外溢的技術(shù)知識存量有多少能被中國吸收并轉(zhuǎn)化為對TFP的貢獻(xiàn),還依賴于中國的技術(shù)吸收同化能力。Hur和 Wantanabe(2002)⑤推導(dǎo)出了技術(shù)同化能力系數(shù)的計算公式: ,其中, 是國家i從貿(mào)易伙伴國j進(jìn)口的商品量, 是j國在t期的出口總額, 是i國(即中國)的技術(shù)陳腐率。這樣,我們就可以計算得出 的值。
五、進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出經(jīng)濟效應(yīng)計量
實際操作中,將擴展的C-D函數(shù)兩邊同時除以L,其中假設(shè) =1- ,可得:
這個經(jīng)過變形的生產(chǎn)函數(shù),把 、 以及 作為三個新的變量,通過最小二乘法的線性回歸,可得出 、 和 的預(yù)測值,回歸結(jié)果為: =0.6398,T檢驗值=12.6695, =0.1494,T檢驗值=1.7139, =0.9732,F檢驗值=527.44。從回歸結(jié)果來看, 為0.975,修正的可決系數(shù)為0.973,這說明此模型對樣本擬合很好,F檢驗值遠(yuǎn)大于 的臨界值,說明該模型在95%的概率下顯著成立。T檢驗也全通過。
由此將 值帶入知識存量邊際收益率的公式,經(jīng)過計算整理可得中國進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出知識存量的邊際收益率 ,進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)知識促進(jìn)了中國經(jīng)濟的增長,產(chǎn)出彈性為0.1494;平均邊際收益率為2.29%。
六、結(jié)論
本文在CH、LP等經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上,借用適當(dāng)?shù)哪Ｐ秃陀嬎阃鈬绯鯮&D存量的方法,通過改革開放三十年來我國的相關(guān)數(shù)據(jù),實證研究了我國基于進(jìn)口貿(mào)易的國際技術(shù)溢出技術(shù)知識存量的經(jīng)濟效應(yīng)。得出了和前人研究相似的結(jié)論:國際貿(mào)易是技術(shù)溢出的重要渠道;進(jìn)口貿(mào)易在我國技術(shù)吸收過程中扮演著重要的作用,并且對我國的經(jīng)濟增長做出了一定的貢獻(xiàn),平均邊際收益率達(dá)到2.29%。
但是,國際貿(mào)易技術(shù)溢出問題是很復(fù)雜的,本文只是從一個角度證明了進(jìn)口貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的作用,實際中進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出還受很多因素的影響,比如進(jìn)口滲透率、人力資本、貿(mào)易開放度和國家經(jīng)濟發(fā)展水平等,這些因素如何影響進(jìn)口貿(mào)易中的技術(shù)溢出,是本文沒有涉及到的。
注釋:
①Coe D T,Helpman E.International R&D spillovers.European Economic Review. 1995.39(1):859-887.
②Lichtenberg F,Pottelsberghe de la Potterie.International R&D Spillovers:a comment. European Economic Review.1998.42(8):1483-1491.
③蔡虹,孫順成.進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的經(jīng)濟效應(yīng)研究.西安交通大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版).2008.1:25-29.
④方希樺,包群,賴明勇.國際技術(shù)溢出:基于進(jìn)口傳導(dǎo)機制的實證研究.中國軟科學(xué).2004(7).
⑤HurK,Watanabe C.Dynamic process of technology spillover:a transfer function approach.Technovation.2002.22(7):437―444.
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第8篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
關(guān)鍵詞：中國；東盟；垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易
作者簡介：文爭為(1974－)，女，四川安岳人，博士研究生，重慶大學(xué)貿(mào)易及行政學(xué)院講師，主要從事國際貿(mào)易理論研究。
中圖分類號：F112.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1006－1096(2007)03－0049－03 收稿日期：2007－03－19
一、中國－東盟貿(mào)易模式：描述性分析
近20年，東盟與中國的經(jīng)濟增長都伴隨貿(mào)易依存度的迅速上升，2004年，中國與東盟中的馬來西亞、菲律賓、泰國及新加坡的貿(mào)易依存度，超過世界平均水平44.5％與發(fā)展中國家的平均水平69％，其中新加坡的貿(mào)易依存度更是高達(dá)348％。中國一東盟之間的貿(mào)易，按SITC Rev.30－9分類，1992～2005期間，商品結(jié)構(gòu)表現(xiàn)在：第一，中國與東盟的雙邊貿(mào)易集中在燃料和劑、化工產(chǎn)品、制成品及機器、交通設(shè)備上；第二，在1990年代前半期年份額較高的食品及活動物、除燃料外的不可食用原料比重逐漸下降，到2005年，已成為貿(mào)易量較小的門類；第三，機器、交通設(shè)備的比重迅速上升，從1992年的10.52％上升到2005年的54.74％，年均增長率達(dá)12.5％；第四，燃料和劑在1990年代前半期年還占據(jù)超過1／5的貿(mào)易量，但在1990年代中期之后，比重下降，穩(wěn)定在10％左右。
總之，中國與東盟的雙邊貿(mào)易中，技術(shù)與資本要求高的機電類產(chǎn)品逐漸占據(jù)了雙邊貿(mào)易的半壁江山是中國東盟雙邊貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)方面最突出的特征。機電類產(chǎn)品也是行業(yè)內(nèi)貿(mào)易最為活躍的產(chǎn)品領(lǐng)域。作者計算了中國－東盟1992－2005年期間，雙邊貿(mào)易的G－L指數(shù)，然后列出某一行業(yè)的G－L指數(shù)與該行業(yè)在當(dāng)年貿(mào)易額中所占比重之積排在前五位的行業(yè)。以往的國內(nèi)研究大多是在SITC一位數(shù)或兩位數(shù)的分類的基礎(chǔ)上來計算G－L指數(shù)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平與分類的粗細(xì)程度直接相關(guān)，本文在SITC Rev.3三位數(shù)分類的基礎(chǔ)上來衡量中國一東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，見表1。
從表1可看到，首先，中國一東盟貿(mào)易的G－L指數(shù)大致呈上升的趨勢；其次，前五位的商品集中在333(原油)、334(石油制品)以及752(自動數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、759(辦公機器零件)、764(電信設(shè)備及零件)、776(晶體管及真空管)。除333、334外，其余皆為第7類產(chǎn)品，即行業(yè)內(nèi)貿(mào)易最為活躍的產(chǎn)品領(lǐng)域同樣是第7類產(chǎn)品，且752、759、764及776是我們通常認(rèn)為的高技術(shù)產(chǎn)品。值得注意的是，中國和東盟國家在SITCRev.3編號為75(辦公及數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、76(通訊設(shè)備)、77(電氣設(shè)備)三類高技術(shù)產(chǎn)品中，出口額在世界總進(jìn)口額中的比重接近甚至超過東亞的發(fā)達(dá)國家日本；其次，中國在高技術(shù)產(chǎn)品的世界市場份額的增長速度驚人，1992～2005年，75、76、77三類產(chǎn)品的市場份額年均增長率分別達(dá)到了29.18％，14.7％與14.6％。最后，我們注意到日本在這三類產(chǎn)品的世界市場份額是下降的(詳見表2)。而中國與東盟這三類產(chǎn)品的貿(mào)易對外部市場的依賴性強。中國對東盟出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額為：1992～1995年為4.68％，1996～2000年為8.06％，2001～2005年為7.83％；而2001～2005年，對香港、美國、日本與歐洲的出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額分別為22．86％，22.99％，11％，18.98％。對東盟而言，2001～2005年，這三類產(chǎn)品對中國、美國、日本、歐洲的出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額分別為：6.04％，20.22％，9.75％，14.74％；而東盟國家內(nèi)部貿(mào)易的比重占三類產(chǎn)品出口總額的比重為24.67％。在高技術(shù)產(chǎn)品的貿(mào)易方面，中國與東盟，對美國與歐洲市場的依賴性強，對比之下，歐盟國家在這三類產(chǎn)品上內(nèi)部貿(mào)易的比重在2001～2005年高達(dá)59.08％，更多地依賴內(nèi)部市場。
從以上對中國東盟貿(mào)易模式的分析可以看出，中國－東盟的貿(mào)易模式與一般發(fā)展中經(jīng)濟體之間的通常貿(mào)易模式及比較優(yōu)勢是不太一致的。中國與東盟的雙邊貿(mào)易機電類產(chǎn)品的比重超過一半；且在75、76、77三類產(chǎn)品的世界市場份額高，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易活躍，且對美國與歐洲市場的依賴性都較強。
二、垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的度量方法及中國東盟電氣、電子類產(chǎn)品的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平及特征
(一)計算方法
為了將垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易區(qū)分開來，作者采用Kyoji Fukao和Hikari Ishido(2003)在Greenway，Hine，andMilner(1995)的研究的基礎(chǔ)上發(fā)展出的方法，這種方法假設(shè)同一商品進(jìn)口與出口單位價值的差異顯示了兩個經(jīng)濟體之間進(jìn)出口同一產(chǎn)品的質(zhì)量差異。根據(jù)這一方法，可以將雙邊貿(mào)易按具體的產(chǎn)品門類分為三種模式：一是單向貿(mào)易(WTO)；二是水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易(HIIT)；三是垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易(VIIT)。
表3中，Mkkj為k國從k，進(jìn)口j產(chǎn)品的進(jìn)口額；類似地，Mkkj為k國從k國進(jìn)口j產(chǎn)品的進(jìn)口額；UVkkj為k國從k國進(jìn)口的j產(chǎn)品的單位價值；UVkkj為k國從k國進(jìn)口的j產(chǎn)品的單位價值。本文采用25％作為區(qū)分水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的“門檻”。如果某一產(chǎn)品出口的單位價值與進(jìn)口的單位價值之比在0.8至1.25之間，則為水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易，反之則為垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。之前的學(xué)者的研究，比如Greena-way，Hine，and Milner(1994)，and Fontagné，F(xiàn)reudenberg，and Péridy(1997)都以15％為門檻來區(qū)分水平與垂直行業(yè)內(nèi)貿(mào)易，本文采用的是25％的標(biāo)準(zhǔn)，因為：貿(mào)易統(tǒng)計的商品價值會受到匯率波動的影響；本文在HS1996六位數(shù)的基礎(chǔ)七來計算商品的單位價值，由于加總，會產(chǎn)生一些干擾。
(二)數(shù)據(jù)分析
本文的數(shù)據(jù)來源為聯(lián)合國UN Comtrade數(shù)據(jù)庫，這一數(shù)據(jù)庫提供了中國與東盟1996～2005期間所有HS1996六位數(shù)分類的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，本文使用的是中國所報告的數(shù)據(jù)。本文第二部分已分析到技術(shù)與資本要求高的機電類產(chǎn)品占據(jù)了雙邊貿(mào)易的半壁江山，并且SITC Rev.3三位數(shù)分類752(自動數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、759(辦公機器零件)、764(電信設(shè)備及零件)、776(晶體管及真空管)的產(chǎn)品是1992～2005年間，G-L指數(shù)乘以該行業(yè)在當(dāng)年貿(mào)易額中所占比重排在前五位的產(chǎn)品門類，所以本文選取HS1996六位數(shù)分類以85(電氣、電子設(shè)備)打頭的產(chǎn)品作為研究對象來計算中國一東盟之間的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易狀況。
必須指出的是UN Comtrade數(shù)據(jù)庫存在以下的局限性：一是由于保密的原因，許多國家在報告相關(guān)數(shù)據(jù)的時候隱瞞了一些細(xì)節(jié)情況，這造成低一級數(shù)據(jù)加總為高一級數(shù)據(jù)時并不一定相等。比如，以中國以85打頭的HS1996六位數(shù)分類出口額加總并不等于中國HSl996兩位數(shù)分類85的出口額。二是由于某些經(jīng)濟體在某些年份沒有報告數(shù)據(jù)，所以在加總某個地區(qū)的貿(mào)易數(shù)據(jù)時，可能存在低估的現(xiàn)象；三是一個經(jīng)濟體所報告的進(jìn)口數(shù)據(jù)可能與其貿(mào)易伙伴所報告的出口數(shù)據(jù)并不一致，其原因在于出口數(shù)據(jù)一般基于FOB價格進(jìn)行統(tǒng)計，而進(jìn)口數(shù)據(jù)則一般基于CIF價格統(tǒng)計。
在研究垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的時候，必須比較同一門類產(chǎn)品單位出口值與單位進(jìn)口值的比值。已經(jīng)提到出口值是按FOB來統(tǒng)計的，而進(jìn)口值按CIF來統(tǒng)計，兩者的統(tǒng)計口徑不一致，必須進(jìn)行調(diào)整，統(tǒng)一統(tǒng)計口徑后才能進(jìn)行比較。本文采用的調(diào)整方法如下，2005年，中國HSl996編號為85(電氣、電子設(shè)備)的產(chǎn)品的進(jìn)口額為$174，835，241，902；同年，所有貿(mào)易伙伴HS1996編號為85(電氣、電子設(shè)備)的產(chǎn)品對中國的出口總額為$134，557，795，619，用前者除以后者可得到調(diào)整系數(shù)為1.30。在計算出口品的單位價值的時候，本文將出口額乘以調(diào)整系數(shù)1.30然后除以出口量來得到經(jīng)過調(diào)整的單位出口值。
從總體上看，中國與東盟在HS1996，85類產(chǎn)品上垂直貿(mào)易的比重很高，但具體到東盟不同的國家，情況還是存在較大差異的。表4進(jìn)一步給出了東盟中的新加坡、印尼、馬來西亞、菲律賓及泰國與中國在HS1996，以85打頭的六位數(shù)分類產(chǎn)品的貿(mào)易模式狀況。從表4列出的數(shù)據(jù)及作者進(jìn)行計算的過程中，我們發(fā)現(xiàn)三個特征：一是具體到東盟五國，我們發(fā)現(xiàn)其與中國的貿(mào)易模式可分為三種情況：第一類是新加坡，中新貿(mào)易之間以垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主(65％)，水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易只占1％；第二類是馬來西亞與菲律賓，中國與這兩國之間的HS1996，85類產(chǎn)品的貿(mào)易以單向貿(mào)易為主，單向貿(mào)易占到八成左右，且水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重非常??；第三類情況是印尼與泰國，垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重在1／3左右，水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易也占到一定的份額，尤其是泰國，表現(xiàn)出三種貿(mào)易模式的份額比較平均的特征。二是相關(guān)數(shù)據(jù)還顯示，在與上述五國的HS1996，85類產(chǎn)品的垂直貿(mào)易中除了853400(印刷集成電路板)與854011(彩色電視機顯像管)兩類產(chǎn)品中國明顯處于上游外，即出口的單位價值大于同類產(chǎn)品進(jìn)口的單位價值，其余貿(mào)易量較大的產(chǎn)品種類中國皆處于下游，即出口的單位價值小于同類產(chǎn)品進(jìn)口的單位價值；三是在與上述五國的HS1996，85類產(chǎn)品的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，除了與馬來西亞的貿(mào)易中國明顯處于上游外，與其余四國的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中國均明顯處于下游。上述特征與我們通常的觀念即中國與亞洲四小虎相比制造業(yè)的發(fā)展水平更高是相悖的。
三、中國－東盟垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的決定因素
中國－東盟垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展是跨國公司在全球范圍內(nèi)分工的結(jié)果。隨著國際直接投資快速的發(fā)展，近年來，直接投資的流入已成為發(fā)展中經(jīng)濟體高技術(shù)的主要來源。在國際分工的大背景下，相當(dāng)部分的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易是由跨國公司主導(dǎo)的。近10年來，在東亞地區(qū)，以提高效率為目的及出口導(dǎo)向型的外國直接投資迅速增長。由此，在東亞的發(fā)展中經(jīng)濟體之間的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易也隨之發(fā)展。平均水平，而中國在該指標(biāo)上的增長速度非?？?，1980到2004的年均增長率達(dá)到了14.54％?？紤]到中國的經(jīng)濟規(guī)模巨大(GDP總量排在世界第四位)，2004年中國外資流入存量占GDP的比重已經(jīng)相當(dāng)突出了，詳見表5。
有關(guān)數(shù)據(jù)還顯示中國與東盟的外資流入是出口導(dǎo)向的，詳見表6。
第9篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文
一、序言
在我國，從1997年第一例對外反傾銷案例以來，反傾銷和被反傾銷一直是個熱議的話題。尤其從2001年我國加入世界貿(mào)易組織以來，以歐美國家為代表的他國為了維持貿(mào)易平衡、抑制我國對外出口、保護本國的民族工業(yè)，頻繁地對華實施反傾銷，使得我國成了世界上被實施反傾銷最多的國家。與此同時，我國對外實施的反傾銷調(diào)查和反傾銷措施也呈現(xiàn)出大幅度增加趨勢。根據(jù)世界貿(mào)易組織統(tǒng)計，1995年到2010年期間，我國對日本進(jìn)行了31次反傾銷調(diào)查和25次反傾銷措施，使得日本成了我國對外反傾銷第二大對象國，僅次于其間我國對韓國實施的26次反傾銷。究其原因，筆者認(rèn)為主要是由于我國加入世貿(mào)組織以來，日本政府為了保護本國市場和本國企業(yè)的發(fā)展，對從我國的進(jìn)口品實施非關(guān)稅壁壘措施，使得我國對日貿(mào)易長期出現(xiàn)貿(mào)易逆差，并且對日本的貿(mào)易收支赤字幅度逐年增加。因此，我國政府不得不通過實施反傾銷措施，以調(diào)節(jié)和控制與日本的對外貿(mào)易活動?；诖搜芯勘尘埃疚膶⑼ㄟ^建立數(shù)量經(jīng)濟模型并利用相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，從而確定影響我國對日本實施反傾銷的宏觀因素。
二、變量選擇及模型建立
前面提到本文的研究重點是試圖尋找哪些宏觀因素會影響我國政府對日實施反傾銷，下面將通過一系列假設(shè)和說明，確定本文的宏觀經(jīng)濟變量，從而建立數(shù)量經(jīng)濟模型加以分析。
假設(shè)1：隨著我國國內(nèi)失業(yè)率的增加，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一旦國內(nèi)失業(yè)率增加，政府為了通過保護國內(nèi)產(chǎn)業(yè)從而創(chuàng)造出更多的就業(yè)機會，采取強硬貿(mào)易政策的可能性會大大提高，其中包括對外反傾銷措施。
假設(shè)2：隨著我國GDP增長率的鈍化，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國GDP增長出現(xiàn)鈍化現(xiàn)象時，該國政府在刺激出口的同時，采取強力的貿(mào)易措施來限制進(jìn)口的可能性大大增加。因此，為了有利于恢復(fù)國內(nèi)經(jīng)濟，政府會更多地實施像反傾銷之類的貿(mào)易保護措施。
假設(shè)3：我國對外貿(mào)易收支出現(xiàn)赤字的情況越明顯，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國的整體貿(mào)易收支出現(xiàn)赤字的話，政府會通過對進(jìn)口商品進(jìn)行一定程度的控制，從而促使本國的貿(mào)易收支回到均衡水平。因此，在出現(xiàn)貿(mào)易順差的時候，政府往往會對進(jìn)口商品實施貿(mào)易救助；相反，在出現(xiàn)貿(mào)易逆差即貿(mào)易赤字時，一國政府對外國制品實施貿(mào)易限制措施的可能性增大。
假設(shè)4：隨著我國對日本貿(mào)易逆差的出現(xiàn)，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國在與特定國家進(jìn)行國際貿(mào)易時出現(xiàn)貿(mào)易赤字，為了促使兩國間貿(mào)易從不均衡回到均衡，貿(mào)易赤字發(fā)生國很可能對該特定國的商品實施限制進(jìn)口的相關(guān)措施。因此，與特定國間出現(xiàn)貿(mào)易赤字的情況下，政府對該國產(chǎn)制品實施貿(mào)易限制措施的可能性增大。
假設(shè)5：隨著我國進(jìn)口滲透度的增大，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
進(jìn)口滲透度是衡量一國某產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)消費數(shù)量中進(jìn)口所占比例的經(jīng)濟指標(biāo)，其計算公式是：特定產(chǎn)品的進(jìn)口額÷（國內(nèi)生產(chǎn)額+進(jìn)口額-出口額）。進(jìn)口滲透度的增大會減少國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的成長機會，迫使該國政府對進(jìn)口商品實施貿(mào)易限制措施。
根據(jù)假設(shè)1～5，建立如下數(shù)量經(jīng)濟模型：
其中，因變量Y表示中國對日本的反傾銷件數(shù)，自變量RGDP﹑UI﹑TB﹑BTB﹑IPM則分別表示我國實質(zhì)GDP增加率﹑失業(yè)率﹑整體貿(mào)易收支﹑中日貿(mào)易收支和我國進(jìn)口滲透度（名義進(jìn)口額/名義GDP），?表示誤差項。
三、數(shù)據(jù)選取及實證分析
本文運用1999年到2010年12年間的季度數(shù)據(jù)對模型加以實證分析。鑒于我國國內(nèi)公布的失業(yè)率數(shù)據(jù)只針對于已登記的城鎮(zhèn)居民，缺乏說服力，筆者將國內(nèi)數(shù)據(jù)作為參考，主要使用世界貿(mào)易組織（http：//wto.org）和日本財務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計局（http：//customs.go.jp）官方公布的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)經(jīng)作者篩選整理而得，運用EVIEWS5.0軟件，對已建立的模型做普通最小二乘法回歸。
回歸分析結(jié)果顯示，變量失業(yè)率和中日貿(mào)易收支對應(yīng)的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，而其他三變量對應(yīng)的回歸系數(shù)不具備統(tǒng)計顯著性。這表明，在我國國內(nèi)失業(yè)率增加之時，由于如果繼續(xù)大量進(jìn)口日本制品，會讓國內(nèi)的同種企業(yè)面對更強的市場競爭，從而產(chǎn)生更多的失業(yè)者，因此，政府為了緩和國內(nèi)失業(yè)率增加的現(xiàn)象，將強化對日本制品的反傾銷措施。同樣地，隨著中日貿(mào)易逆差的出現(xiàn)，我國政府為了防止貿(mào)易逆差的累積，會通過加強對日本制品實施反傾銷，限制日本制品的進(jìn)口數(shù)量。另一方面，我國實質(zhì)GDP增加率的變化﹑整體貿(mào)易收支以及進(jìn)口滲透度不會明顯地影響我國對日反傾銷的實施。
四、結(jié)論
本文以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，通過建立數(shù)量經(jīng)濟模型并運用歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，旨在尋找影響我國對日反傾銷的宏觀經(jīng)濟變量。結(jié)果表明：主要影響我國對日反傾銷的宏觀因素是我國國內(nèi)失業(yè)率和中日貿(mào)易收支，而非我國實質(zhì)GDP增加率的變化﹑整體貿(mào)易收支和進(jìn)口滲透度等因素。因此，為了減少中日貿(mào)易摩擦的發(fā)生，我國政府有必要在積極應(yīng)對國內(nèi)失業(yè)率上升問題的同時，適當(dāng)調(diào)整對日進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，避免對日貿(mào)易長期出現(xiàn)赤字現(xiàn)象，為兩國貿(mào)易實現(xiàn)均衡穩(wěn)定發(fā)展﹑建立互利共贏局面而做出努力。
參考文獻(xiàn)：
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