進口貿易數據匯總十篇

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篇（1）

［關鍵詞］勞動收入份額；進出口貿易結構；勞動者報酬

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036

［作者簡介］呂子夷，浙江大學竺可楨學院，金融學專業。

1 我國勞動收入份額與進出口貿易結構變化研究

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生產總值（GDP）之比來計算，本文參考張吉超（2016）采用Gollin的第二種方法，計算出 2008 年以前個體經營者的勞動報酬和營業利潤，并調整到與 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年持續上升，在1999年達到峰值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達國家的水平，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進出口貿易結構變化研究

進出口商品結構是指一個國或地區在一定時期內，各種類別的進出口商品在整個進出口貿易額中的份額，它反映了一國或地區的對外貿易水平和商品的國際競爭力。本文以出口工業制成品占出口商品和進口工業制成品占進口商品的比重來衡量進出口貿易結構變化情況，數據均來源于《1997—2015年中國統計年鑒》。

改革開放后，中國推行了出口戰略導向，極大促進我國工業制成品的出口。1995—2014，工業制成品在出口產品總額中地比例持續上升。2004年出口商品結構比（工業制成品：初級品）為13∶1，超過發達國家5∶1的水平，到2011年約為18∶1，工業制成品已經在出口商品中占據了絕對優勢的地位。［2］

另一方面，我國工業制成品的進口總額所在比重1995—2002在80%～85%上下波動，從2002年開始持續下降，在2014年下降至67%。這主要是由于我國在工業技術方面不斷發展進步、企業技術改革步伐加快和產品質量提高，能生產更高品質的工業制成品以滿足國內需要，因此對工業制成品的進口需求下降，而生產初級產品需求相對增加。這也與出口商品的結構變化是一致的。詳見圖2。

2 實證分析

2．1模型設定與變量選取

2．1．1計量模型的設定

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），解釋變量為進口商品結構（IMPT）或出口商品結構（EXPT），控制變量包括資本－產出比（KTY）、外商直接投資額（FDI）、經濟發展水平（GDP）、技術進步（TECH）、產業結構（SI和TI）、政府干預（GOVIN和GOVOUT），隨機變量。

2．1．2變量選取與數據來源

（1）被解釋變量與解釋變量

主要計算方法和數據在第三部分已經詳細解釋，不再贅述。

（2）控制變量：資本－產出比（KTY）

白重恩（2009）指出，引入資本—產出比（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濟穩定增長，資本要素投人仍在工業化進程中發揮重要作用，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）的數據，以實際固定資本形成額除以實際GDP計算出中國1995—2014資本—產出比。

（3）控制變量：外商直接投資額（FDI）

FDI用實際利用外商直接投資額占GDP的百分比衡量。國內外研究都指出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口、出口和FDI數值換算成人民幣。

（4）控制變量：經濟發展水平（GDP）

實證研究發現，經濟發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作為經濟發展水平的衡量指標，數據來源于1997—2015中國統計年鑒。

（5）控制變量：技術進步（TFP）

索洛指出，全要素生產率是產出增長率扣除了要素增長率之后的剩余部分，度量了生產技術的變化。本文選用全要素生產率作為技術進步的衡量指標，從符棟棟（2015）運用索洛殘值法計算出的中國全要素生產率中，選取1995-2014數據作為本項指標的數據來源。

（6）控制變量：產業結構（SI和TI）

產業結構也是影響勞動收入份額的重要因素。通常，農業在國民經濟中的比重越高，勞動收入份額越高，由于PI＋SI＋TI＝1，為了避免多重共線性，在實證分析時，分別引入PI、SI或PI、TI回歸。根據理論以及已有的實證實證研究，預期PI、TI的系數為正，SI的系數為負。

（7）控制變量：政府干預（GOVIN、GOVOUT）

政府對宏觀經濟的干預會在一定程度上影響一國的勞動收入份額，本文分別以財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，數據均來自各自中國1997－2015年的統計年鑒。

2．2實證結果及分析

2．2．1實證結果

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

單位根統計量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，該序列是非平穩的。

根據序列相關圖圖4，自相關（ACF）圖基本呈指數遞減，而偏自相關（PACF）圖在1階處截斷，由非零相關系數衰減為小值波動的過程非常突然，所以偏自相關系數可以視為一階截尾，由此考慮擬合模型為AR（1）。建立模型進行參數估計，得到如下結果，判斷截距項（C）和AR（1）參數的t檢驗和P值都具有顯著性。

根據圖5的判斷，建立包含不同自變量的回歸模型，結果如下表所示。

2．2．2結果分析

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

回歸模型2加入了產業結構（SI）這一控制變量，模型擬合優度為89%，產業結構（SI）回歸系數在1%顯著性水平下為負，第二產業比重的增加對于勞動收入份額也有著很大的負面效應，也符合本文預期。

回歸模型3同時加入了資本產出比（KTY）和產業結構（SI），模型擬合優度提升，控制變量資本產出比（KTY）的回歸系數在10%顯著性水平下為負，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基礎上加入財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）兩個控制變量，模型擬合優度不變，進口商品結構（LNIMPT）不顯著。財政收入（GOVIN）的回歸系數在10%顯著性水平下為負，說明政府財政收入的提高對勞動份額有很大的負面效應；而財政支出（LNIMPT）的回歸系數在5%顯著性水平下也為負，與之前預期不同。

回歸模型5在模型2基礎上加入外商直接投資額（LNFDI）、技術進步（TFP）兩個控制變量。前者回歸系數在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，但此模型擬合優度為92%，比之前都有所提高，推斷可能產生了多重共線性。

3 結論與建議

首先，出口商品結構的上升確實會導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生深刻的變化，國家實施積極財政政策，資本高速積累導致資本深化加強。同時，勞動力供給則緩慢增長且速度慢于資本深化。要素稟賦的變化導致我國進出口商品結構也發生重大變化，工業制成品在出口中占據絕對優勢地位，傳統的勞動密集型產品比重越來越低，而工業制成品在進口中的份額越來越小。根據國際貿易中的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－產出比的提高不利于勞動收入份額的提高。國內投資者熱情高漲，加之發達國家對發展中國家投資持續增加，導致我國投資金額一路高攀。資本的邊際產出增加引起資本在國民收入分配中所獲額的收益更高，導致勞動份額的減少。

再次，財政收入增長導致勞動收入份額下降，政府通過宏觀調控獲得的財政收入越高，會提高政府收入，并增加勞動者負擔，對勞動者的報酬產生越強大的擠壓作用，從而引起勞動份額減少。

最后，第二產業產值比重越高，勞動收入份額越小。其產業增加值越多，會導致農業和服務業在國民經濟中比重越低。而農業生產和服務業運行都需要大量勞動力，如果這兩個產業的產值增長緩慢，它們在國民經濟中比重就越低，勞動者獲得的報酬就越少。

通過實證與理論分析，本文對中國進出口貿易結構變化對勞動收入份額變化的影響有了清楚認識，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，應積極開發新型勞動密集型產品，實現勞動密集產品升級，在未來國際化市場競爭中培育新的貿易增長點；政府應鼓勵企業實現技術創新，加大對勞動密集型產品出口的政策優惠和扶持力度。同時，應制定合理的稅收政策，落實結構性減稅，減少財政收入以增強企業競爭力，提高勞動者的收入；積極發揮稅收優惠政策的收入調節作用與范圍，加強保護勞動要素的收益。

參考文獻：

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篇（2）

(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值

根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。

1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。

統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。

2．到岸價與離岸價的差別。

世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。

3．轉口貿易及其增加值。

中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。

4．加工貿易增加值和走私。

加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。

5．貿易偽報。

貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，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際價值的發票，進口商將發票金額與實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際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產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，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。

(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型

基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴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(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;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中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴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口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)

二、樣本選擇與處理

在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。

1．樣本期為2001—2011年。

2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。

2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。

香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據。可以認為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。

3．對轉口貿易樣本數據的處理。

為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確。基于這樣的認識，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個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進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口貨物價值的80%(表2)。

篇（3）

[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]

2095-3283（2013）03-0018-03

作者簡介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學院經濟與管理學院，博士，碩士生導師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學院理學院，博士，研究方向：國際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士候選人，英國利茲大學訪問學生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。

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

一、前言

自1993年成為石油凈進口國以來，中國石油對外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達到565%，這意味著中國一半以上的石油消費量來自國外。獲取海外原油需要國家進行能源外交，需憑借一個國家的軟實力來實現，但原油獲取的根本渠道和最終實現形式是對產油國的直接投資或與產油國實現雙邊或多邊經貿合作。“十二五”期間，中國海外投資的實際功效不僅要講企業的實際經營效益，還要把進口中國所需資源和擴大中國海外市場作為戰略目標（裴長洪，2011）。為了研究近年來中國的對外直接投資（OFDI）以及雙邊貿易對中國原油進口量產生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進出口貿易聯系和原油進口量作為研究變量，實證檢驗中國OFDI、進出口貿易對原油進口的影響。首先，計算中國與這24個國家的貨物進口貿易結合度、出口貿易結合度，并檢驗各變量的平穩性。其次，運用面板數據的變截距模型和變系數模型，分析FDI存量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響以及FDI流量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響；其后，建立VAR模型，檢驗FDI流量、FDI存量、貿易結合度和原油進口量的滯后期對當期原油進口量的動態影響。

二、數據來源與雙邊貿易結合度的計算

1數據來源

2003―2010年中國原油進口量（JK）的數據來自《國際石油經濟》。中國在24個主要原油進口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數據來自商務部、統計局和外匯管理局聯合的《2010年度中國對外直接投資統計公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿易額數據來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數據來自《國際貿易》（其中伊拉克的數據來自UN comtrade；其他數據來自WTO數據庫）。

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

2進口、出口貿易結合度的計算

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

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

三、中國OFDI、雙邊貿易對原油進口量影響的實證分析

1變量的平穩性檢驗

時間序列或面板數據的平穩性通常通過單位根檢驗來判斷。對于面板數據單位根的檢驗，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗的原假設是假定各截面序列具有不同的單位根過程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對面板數據的單位根進行檢驗，當檢驗結果不一致時，若前兩種檢驗、后三種檢驗結果中各有一個拒絕原假設，本文即認為被檢驗序列為平穩序列。據此，運用Eviews60軟件檢驗，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩序列（見表1）。

2FDI存量、雙邊貿易關系對進口量的靜態影響

把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計量經濟學模型檢驗中國OFDI存量、貨物進口結合度和貨物出口結合度對原油進口量的影響。利用Eviews60對上述模型進行Hausman檢驗，回歸結果拒絕原假設，應選擇固定效應模型。固定效應模型包括變截距模型和變系數模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進口量的影響情況，運用變系數模型來討論國別之間影響的差異。

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

變系數模型的回歸結果顯示：在1%顯著水平下，中國在哈薩克斯坦、巴西和馬來西亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞、伊拉克、澳大利亞和尼日利亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進口貿易聯系對原油進口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進口貿易聯系對原油進口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進口的影響不顯著。其中，在馬來西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進口量之間呈負相關，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿易聯系與原油進口量之間顯著負相關（見表3）。

對上述變截距模型和變系數模型的回歸殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”現象（見表3）。

3FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的靜態影響

以原油進口量為因變量，FDI流量、出口結合度和進口結合度為解釋變量分別建立固定效應變截距模型和變系數模型。變截距模型的檢驗結果表明，在1%、5%的顯著水平下，FDI流量、出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，但出口貿易聯系與進口量之間負相關（見表4）。

變系數模型的實證檢驗結果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿易聯系對原油進口量有顯著負向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進口量呈負向關系，統計結果顯著。回歸后對殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”。

4FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的動態影響

分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據AIC準則，將模型的滯后階數P確定為1。回歸結果表明，原油進口量的滯后一期對當期原油進口量有正向影響且顯著，FDI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當期原油進口量有負向顯著影響，而進口結合度和出口結合度的滯后期對當期原油進口量影響不顯著。

四、結論與建議

從靜態角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響作用存在明顯差異。總體看，中國的OFDI流量和存量在一定程度上對中國原油的進口有顯著的促進作用，中國與進口原油來源國的出口貿易聯系對原油進口沒有明顯促進作用，而進口貿易聯系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進作用（如安哥拉、委內瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿易促進作用（如馬來西亞）、進口貿易促進作用（如阿爾及利亞）、貿易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿易影響模糊（如哈薩克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亞和越南）和沒有影響（其余國家）。從動態影響效果看，原油進口量主要是前期產生的，前期FDI存量與流量對原油進口沒有促進作用，前期貨物貿易聯系的影響甚微。

基于FDI、雙邊貿易關系對原油進口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應進一步發揮FDI的促進作用，加大對原油生產國的投資以穩固原油進口量。據統計，2011年中國OFDI流量的627%流向中國香港、英屬維爾京群島和開曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國需要通過發放優惠貸款等措施引導中國企業增大在產油國的投資，既可以促進中國原油的進口，也可把過剩的外匯儲備轉變為石油資源。從貿易角度而言，一要鞏固與擴大原油的進口量，二是基于與產油國貨物貿易的現狀，調整國別間的貿易發展方式，逐步優化商品貿易結構。

[參考文獻]

篇（4）

中美貿易順差規模統計差異存在的原因之一是中美關于貿易額的統計方法差異。雙邊貿易統計方法差異的主要表現是中美兩國之間進出口計價方式不同。中國的出口數據是按照大多數國家的慣例依據離岸價格，也就是通常所說的FOB價（freeonboard,簡稱FOB，包括本國生產成本、貨物運輸保險和在本國裝載上船成本）統計的。與大多數國家出口計價不同，美國出口數據是按照船邊交貨價，也就是FAS價（freealongsideship,簡稱FAS，不包括本國生產成本、貨物運輸保險和在本國裝載上船成本）統計的，這與國際慣例有別。由于未包含商品裝上船的成本，故FAS價的數值小于FOB價。并且中、美兩國都是依據到岸價格，也就是CIF價（包括貨價成本、在途包裝費、保險費和運輸費）統計進口。這樣，由于中美進出口計價基礎不同，自然而然會造成雙方貿易統計差異。因而就需要把雙方的進出口數據轉換成統一的離岸價（FOB價）計算，這樣才能比較中美雙邊貿易順差規模的統計差異情況，進而推算出中美貿易順差規模計算上的失衡程度。為此，按照國際通行的轉換方法，以FOB價為基礎，把美國的以FAS計價的出口值加上1%的成本轉換成FOB值。并且，依據國際貨幣基金組織（IMF）轉換做法，把中美兩國的以CIF價計算的進口值扣除10%來得到FOB值。為什么要用同一種方法計算進出口數據呢？原因是當貿易數值龐大時，FOB價與CIF價的差異會造成顯著的由計價方式不同帶來的差異。比如，如果以FOB價計算，中國、美國每一年對另一方的商品出口為500億美元，雙邊貿易本應剛好平衡。但現在美國會認為，本國對中國出口是500億美元，但從中國進口是550億美元，原因就是后者以CIF價格計算。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價計算是500億美元，但進口以CIF價計算是550億美元，以至中國也認為自己有50億美元的逆差。一項本來平衡的貿易，現在變得雙方都認為自己有了“逆差”。因此，用不同的基準價格計算進出口會造成一定數額的誤差。當我們按照國際通行的轉換方法，以FOB價為基礎，把美國的以FAS計價的出口值加上1%的成本轉換成FOB值，并且，依據國際貨幣基金組織（IMF）轉換做法，把美中兩國的以CIF價計算的進口值扣除10%來得到FOB值，雙方在統計計價方法完全一致情況下計算出的經過修訂的美國對中國的出口額數值增加了，美國對中國的進口額數值減少了，同樣中國對美國商品的進口額也減少了。這樣，經修訂后，雙邊貿易順差規模的差異有了一定量的減小。而且從計價方法上明顯看出，美方的統計數據高估了從中國的進口。

二、經由香港轉口貿易的影響

所謂轉口（reexport）亦即香港買家依法取得某批進口商品的所有權后隨即售出，運送給第三國家或地區的另一個買家。香港買家將進口商品再出口前，或會略微加工，但不影響商品性質，故不會把香港變成原產地。這種轉口使中美雙邊的貿易統計數據出現差異。美國方面在計算進口時，由于美國海關追查所有進口商品，包括轉口商品的產地來源，美國的進口數據應該已經包括了直接進口和間接進口，無需另加轉口。現實中，中國使用的是目的地原則，往往不統計部分經由香港對美國轉口商品，如果這部分轉口在中美貿易中微不足道，或可忽略，但現實中剛好相反。香港經濟研究中心學者FungandLau（<中美雙邊貿易差額1990-2000>2001）根據香港貿發局提供的數據研究后發現，以2000年為例，美國有61億美元的制成品經由香港轉口到中國內地，占美國對中國出口官方數據的37%。同期中國內地有365億美元的制成品經由香港轉口到美國，占中國對美國出口官方數字的70%。如此高的比例，原因在于中國以目的地為原則的統計方法沒有統計經港轉口商品的數額。美方資料顯示，中國的貨物只有20%直接運往美國，其余80%是通過第三方轉口到美國的，中方對轉口貿易不計入貿易額的統計方法，導致中國統計的對美出口普遍低估，而美國由于在進口貿易中統計轉口部分，使得美方統計的自華進口普遍高估，這導致中美貿易順差規模統計數據存在較大差異。根據FungandLau的研究，中國在加上對轉口的統計后，中美雙邊關于貿易順差規模的統計差異會大大減小。

三、轉口加成利潤的影響

分析時，我們還應考慮香港轉口毛利帶來的標價上升問題。中國出口商品經由香港轉口赴美時，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，理應在中美貿易數據中剔除。根據FungandLau（<中美雙邊貿易差額1990-2000>2001）的研究，中國貨物經由香港轉口到美國的平均增值率高達40%。貨物離開中國后在第三方增加的價值顯然不應計入自中國進口中，而美國按照原產地原則和CIF價統計進口的方法，導致美國的統計數據中包含了該增加值部分，從而夸大了美自華進口數量。在美方所計算的自華進口數據中剔除香港轉口加成利潤后，中美貿易順差規模的統計差異也會進一步縮小。

四、美方統計中忽略了服務貿易

篇（5）

影響進出口貿易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進出口貿易影響進行實證分析，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表示進口(或出口)占進出口總額，G表示人民幣匯率波動幅度，ε表示其他因素帶來的誤差，在此假設為常量。

變量選取

下文實證研究所采用的數據來自于上海市統計局官方網站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進口額占進出口總額的比例和出口額占進出口總額比例。根據J曲線效應理論分析，因為2005—2008年處于J曲線效應，其具有時滯性，該區間數據不作為分析樣本數據，故本文選取了2008年上海市的進出口數據值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進出口額數據(數據略)。

數據處理

篇（6）

一、引言

（一）研究背景

從20世紀80年代以來，我國的進出口貿易方式結構發生了明顯的變化。在出口貿易方式結構方面，從以一般貿易為主的貿易結構逐漸演變為加工貿易與一般貿易不相上下，以至加工貿易較多的貿易方式結構。在進口貿易方式結構方面，最鮮明的特點就是加工貿易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩定，以及我國一般貿易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩定。

圖1 我國出口貿易方式結構變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

圖2 我國進口貿易方式變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

我國進出口貿易方式結構的變化，體現了進出口貿易方式的多樣化發展。其中，加工貿易在90年代取得了顯著的發展。這不僅與我國的經濟發展歷程相一致，也是我國對外貿易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調整作用的結果。

（二）相關文獻綜述

1、國外相關研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結果表明匯率波動與進出口貿易呈負相關關系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數據證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿易；Sauer和Bohara（2001）發現，匯率波動對發展中國家的出口貿易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發現匯率對貿易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發現匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協整與誤差修正模型等方法發現，匯率波動對愛爾蘭的出口產生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結果卻顯示匯率波動對貿易沒有顯著影響。

2、國內相關研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數據采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易的影響，結果顯示：在長期內，我國的出口貿易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數據進行Granger檢驗和脈沖響應函數與方差分解，得出的結論是：實際有效匯率對宏觀經濟變量的影響都是長期的，且大多數是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數據進行基于VAR的Johansen協整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿易呈負向相關性，即人民幣貶值，進出口貿易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據1985～2006年的數據，運用協整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿易的影響。結果表明， 人民幣升值使得加工貿易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數據，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿易進行回歸分析，結果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和與一般貿易出口、進口的關系。人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和一般貿易出口、進口存在顯著負相關關系。

二、人民幣匯率對我國進出口貿易方式影響的實證分析

（一）數據選取

本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿易進出口額、一般貿易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統計局沒有公布關于我國加工貿易和一般貿易的進出口分類數據，因此本文的加工貿易和一般貿易的進出口數據來源于2009年的《中國統計年鑒》

其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿易進口額表示為JIM，加工貿易出口額表示為JEX，一般貿易進口額表示為YIM，一般貿易出口額表示為YEX。

（二）平穩性檢驗

在對變量進行協整分析之前，需要檢驗變量的平穩性。只有變量是同階單整的，才能進行協整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數列取對數之后不會改變時序數列的性質和關系，且得到的數據易形成平穩序列。因此，首先對時間序列進行對數處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結果表明五個時間序列都是非平穩的，但二階差分后的序列都是平穩的，即都是I（2）序列。

（三）協整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協整分析。

1、LJEX 和LREER

運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJEX 、LREER不存在協整關系。

2、LJIM 和LREER

運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJIM 、LREER不存在協整關系。

3、LYEX 和LREER

運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYEX 、LREER不存在協整關系。

4、LYIM 和LREER

運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYIM 、LREER不存在協整關系。

（四） ARMA模型估計

1、LJEX 和LREER

從以上結果中可以看出，實際有效匯率與加工貿易出口、加工貿易進口、一般貿易出口、一般貿易進口存在負相關性，即每當實際有效匯率升高1%時，加工貿易出口下降0.3%，加工貿易進口下降0.68%，一般貿易出口下降0.16%，一般貿易進口下降0.14%。

篇（7）

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

2015年中國已經超過美國成為世界上最大的石油進口國；根據BP估計，到2035年中國將超過歐洲，成為世界上最大的能源進口國，能源的進口依存度從15%升至23%。中國對能源的巨大需求與進口引起了許多西方國家的關注；在一段時間內“中國能源與環境”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口的大量能源中有相當大的比例是用于出口產品生產時的消耗，而這些產品最終是被外國消費者所消費和使用。因此為了明確中國進口能源中用于出口的規模和比例，有必要對中國出口產品中隱含能的真實水平予以準確的測算。

1隱含能測算的文獻綜述

傳統的能耗測算方法通過將產品的產量與單位能耗系數相乘得到產品的能源消耗量。這種方法雖然計算簡單但存在一個致命的缺陷：即該方法只考慮了某一產品在最后一個生產環節所消耗的能源水平，而對其從最初的原材料投入直至成品形成所經歷的全部過程的能源消耗以及相關中間投入產品的能源消耗則沒有包括在內，導致測算的結果與真實能耗水平相比明顯偏小。而隱含能的概念和相關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在內的技術手段，但隱含能測算的主流方法還是借助投入產出技術，真正做到了對產品生產全過程的真實能源消耗的測算。由于中國官方公布的10表數據是未區分進口中間產品數據的競爭型10表，而要準確測算隱含能就必須使用能夠區別進口中間產品數據的非競爭型10表；因此不同學者在實際測算隱含能時，對現有中國競爭型10表中涉及進口中間產品的數據都做了一定的技術處理。

1.1以“按固定比例進行分配”假設對10表進行處理

“按固定比例進行分配”被稱為“等比例進行分配”、“按比例進口”、“等比例拆分”或“簡單比例”假設或原則。沈利生等第一次在文獻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產品和進口中間產品進行拆分，即進口中間投入在總中間使用中的比例與進口產品在最終產品中的比例一致；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，不同學者只在變量符號和公式表達上略有差異。

1.2自行改進和編制中國非競爭型10表

為減少編制投入產出表的困難和緩解其在時間序列上的不足，學術界對如何借助使用非調查更新法來實現對投入產出表的快速、簡潔的編制進行了大量的研究。S健等專門對RAS法的有效性進行了驗證，并指出只有在掌握更多目標年直接消耗系數信息的前提下采用RAS方法才能達到有效更新投入產出表的目的。張友國使用RAS法編制了2003-2006年的投入產出延長表，并借此分析了中國在此期間貿易對能源和S02排放的影響。夏炎等利用RAS法對中國的能源強度變化進行了分解和研究。陳宇峰等則通過RAS法分析了浙江省產業結構調整對緩解能源沖擊的影響。葉震則在RAS方法的基礎上更進一步，提出了IDFC的投入產出表更新方法。王磊、李新運等、楊順順等都在各自文獻中借助RAS法對中國的投入產出表就行了不同程度的調整。

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出表是非競爭型投入產出表，因此許多學者將研究的目光轉移到由不同國際組織編制并提供的中國10表上。當前使用世界性投入產出數據庫對中國問題進行研究的文獻主要包括以下三類：

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

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

第三類，使用OECD的投入產出數據庫進行放入測算。成卓等使用來自于OECD的非競爭IO表計算了中國外貿對GDP的貢獻；傅京燕等不僅使用OECD的投入產出數據測算了中國1997-2008年的貿易內涵碳，并且使用分解技術對結果進行了解釋；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出口貿易中的隱含能源；陳雯等在使用OECD提供的中國1995-2005年的10表的基礎上測算了17個行業的內涵能源和凈貿易含能水平。

1.4對使用10表計算進口隱含能時的處理

在計算進口隱含能時最大的困難在于對進口國生產產品時所使用的直接能耗系數ei和完全需求系數cij的確定，而造成這種情況最主要的原因在于數據搜集的困難。一方面許多國家的國際數據不全，主要是有關具體部門的能源消耗數據不完整；二是IO表不連續，有部分國家未連續公布IO表（包括中國）。對此學術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和完全需求系數代替貿易伙伴國的相關指標。這種方法的理論基礎是投入產出分析中的技術同質性假設，即假設中國從國外進口商品的能耗水平、生產方式與技術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和完全需求系數代替貿易伙伴國的相關數據。作為目前測算隱含能時最簡單的方法，其合理性在于實際上是以中國當前的技術水平生產與進口數量相同的產品時所需要耗費的隱含能水平，或者說是由于從國外進口而節省的隱含能。但其不足之處也同樣明顯，一方面中國的技術水平與發達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達國家相比存在明顯差距，在這種背景下使用基于技術同質性假設的中國數據替代，會出現對進口隱含能水平的高估。

第二種，選擇具有代表性的貿易伙伴國的直接能耗系數和完全需求系數作為中國進口隱含能測算的替代指標，這種方法實際上假設所有進口商品來源國的能耗水平、生產方式與技術水平完全一致。就目前學者們已有文獻來看，主要有兩種具體方法：一是直接以中國主要貿易伙伴國為進口國家相關系數的代表。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易伙伴國，而且其技術水平特別是能源利用效率在國際上都是處于領先水平，能夠代表中國主要貿易伙伴都是發達國家的這種現狀。齊曄等、顧阿倫等在文章中直接使用日本的直接能耗系數和完全需求系數作為中國貿易伙伴國的代表，以此來計算中國進口中包含的隱含能水平。二是在對中國主要貿易伙伴國進行一定加權平均后選擇某個最接均值的國家或地區作為代表，例如陳紅敏對中國前十位和前二十位主要貿易伙伴國能耗系數的加權平均后，確定以中國臺灣地區的直接能耗系數和完全需求系數為基礎測算中國進口商品中的隱含能水平。這兩種方法使得對進口隱含能的計算顯得簡便快捷，而且反映了中國進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口來源國的特點，二是這種方法的使用也忽略了中國進口商品結構的特點。綜合考慮這種方法我們可以看出：使用發達經濟體的技術水平和能耗指標來測算中國進口中的隱含能水平會使結果出現低估的情況，進而導致中國貿易隱含能凈值的高估。

第三種，使用多區域投入產出模型的相關系數來解決隱含能的計算。上述兩種方法本質上都使用的是單區域投入產出表（SRIO），其優點是數據搜集、整理的工作簡單，容易得出初步的計算結果并可以借助其進行一定的分析。但SRIO的缺點在于不同國家、地區間的能耗系數和技術水平明顯存在差異，如果只使用一國的投入產出表就代替所有貿易伙伴國之間的隱含能流動，顯然會使最終的結果出現偏差。正因為如此，越來越多的學者開始將注意力轉現多區域投入產出模型（MRIO）。MRIO將進口品劃分為最終消費和中間消費兩部門，從而為從整體進口中更加科學的抽取出加工貿易對隱含問題研究的影響創造了有利的條件。例如崔連標等使用GATP數據對中國的隱含能進行了測算，劉瑞翔等則借助WIOT對中國貿易隱含能進行了測算。但MRIO的缺點也同樣明顯：一是由于MRIO的制要求非常精確的數據和復雜的編制操作，使得目前能夠得到和使用的區域間投入產出表較少，實際運用范圍受到了嚴重制約；二是MRIO與SRIO一樣，同樣需要對數據進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為：為了避免由于不同算法、特別是在RAS推算時具體技術手段對來自國際數據的中國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出表為基礎，在測算出口時使用“按固定比例進行分配”法。在測算進口時放棄使用單一國家或部分國家加權方法計算進口能耗系數的方法，使用由本文提出的將進口國分為發達國家和發展中國家兩類的方法測算能耗系數，并以此為基礎對中國的貿易隱含能的凈值進行測算。

2模型構建與數據處理

2.1使用中國IO表的出口隱含能測算模型的構建

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

（1）

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

（2）

其中xim是行業進口總額，Xex是行業出口總額，X是行業總產出。

（3）

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

2.2使用中國IO表的進口隱含能測算模型的構建

2.2.1中國進口的真實構成

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

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

2.2.2使用中國IO表的進口隱含能測算模型的構建

對于相對應的中國進口隱含能的測算，根據中國進口商品的來源劃分為兩個部分，即來自發達國家的進口和來自其他國家的進口。由于向中國出口的發達國家眾多，數據搜集和整理工作非常困難，故選擇在發達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口同樣源于數據搜集和整理的困難而選取中國作為發展中國家的代表。故具體測算公式為：

（4）

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

具體中國來自發達國家和發展中國家的貿易規模IM發達國家與IM其他國家的計算公式為：

（5）

（6）

（7）

其中來自發達國家進口總額為歷年中國自上述發達國家各國別進口的合計，來自發展中國家進口總額為中國自世界進口總額扣除來自34個發達國家后的余額。

以上文測算為基礎，可知：貿易隱含能凈值等于出口隱含能與進口隱含能的差額，即：

NEE=EEX-EEM （8）

2.3數據來源與技術處理

2.3.1IO表來源與處理

根據本文實際測算的要求，使用的中國IO表包括：1997、2002、2005、2007和2010中國投入產出表，并根據下文中與能源數據和貿易數據的匹配情況將中國IO表中的42個行業的總數調整為15個。對于本文測算所需的日本投入產出表，均來自日本總務省統計局。具體包括以下3張表：1995、2000和2005日本投入產出表。并且為了能夠與中國的投入產出狀況進行比較，也將日本IO表中的34個行業調整為15個行業，以此作為發達國家完全需求系數測算的依據。

2.3.2能源消耗數據來源與處理

對于中國的能源消費數據，全部由1998-2014年歷年的《中國能源統計年鑒》中的各行業能源消費數據合并而來，并且將各種能源消耗水平一律按照年鑒中的萬t標準煤來表示。同時還根據最新的2014年中國第三次經濟普查獲得最新數據對各行業的能源消耗數據進行了修正。

對于本文測算使用的日本相關年度的能源數據，由于相關日本能源分行業數據無法完全獲得，所以本文使用中國與日本的單位GDP能耗系數進行修正，使用中國的直接能耗強度推算出日本的直接內耗系數e日本，具體推算公式如下：

（9）

具體計算過程中使用的日本歷年能源消耗總量和GDP數據均來自1998-2014年的《日本統計年鑒》，相關中國歷年能源消耗總量和GDP數據來自1998-2014年的《中國統計年鑒》和《中國能源統計年鑒》，單位為萬t標準煤/億元。

2.3.3貿易來源數據與處理

對于中國的貿易數據，全部由1998-2014年歷年的《中國統計年鑒》、《中國海關統計年鑒》、《中國貿易外經統計年鑒》中的各行業貿易數據合并而來。使用的是海關HS編碼，具體包括22類98章；在充分兼顧10表與能源消費數據的前提下對各行業的貿易數據予以合并。其中建筑業數據來自歷年中國“國際收支平衡表”中的“建筑服務”。并對其使用相同的價格指數和匯率進行調整。具體匯率與價格指數見表2。

3實證結果與數據分析

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口中間產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有波動，但仍然呈現持續上漲的趨勢。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。從絕對值數量變化來說，出口隱含能從1997年的43 511.34萬t標準煤增長到2007年的106 585.1萬t標準煤；從速度來說，從1997年到2007年，環比年均增長都在10%以上。第二階段，劇烈調整階段。2008-2009年期間，由于外部經濟環境發生了最大變化，特別是國際原油價格首次突破每桶100美元關口和美國次貸危機的爆發與蔓延，使得中國的出口狀況受到空前的壓力。第三個階段，穩定發展階段。從2010年起，中國的出口隱含能水平已經恢復到2006年的水平，并且在隨后的幾年時間內基本保持不變，持續維持在85 000萬t標準煤的水平。

3.2中國進口隱含能總量的分析

在圖2中中國的隱含能進口總量是由來自發達國家的隱含能進口和來自發展中國家的隱含能進口兩部分組成。對于來自發達國家的進口隱含能來說，其水平雖然有波動但整體呈現上升趨勢，并且該數值在1997--2013年期間基本占據中國進口隱含能總量80%左右的比例。結合表1的數據后可以發現；中國與34個發達國家的進口量只占中國全部進口量50%左右的比例，但從這34個發達國家進口隱含能規模的比例卻遠超這個數值并達到80%的水平，發達國家是中國進口隱含能的主要提供國。這說明中國與發達國家之間緊密的經貿聯系依舊是中國對外貿易的主要構成部分。對于來自發展中國家的進口隱含能數據線來說，整體呈現低速增長的趨勢。從1997年占據中國進口隱含能總量比例的不足10%已經上升到2013年20%的水平。數據的變化說明中國正在不斷擴大與亞非拉廣大發展中國家的貿易，但如果也考慮表1的數據后會發現，中國與發展中國家的進口貿易總量雖然占到一半的比例，但從眾多發展中國家進口的商品中的隱含能水平并不高。考慮到發展中國家整體的生產力水平、產業結構和能源使用效率，中國從這些國家進口的商品肯定不會是高附加值和高能耗的商品，更多的只會是以農產品、初級工業制成品、紡織品等以勞動密集型為特點的產品。如果進一步剔除中國從發展中國家進口的石油、礦產品等高能商品，中國實際在與發展中國家的貿易來往中是處于能源凈輸出的不利地位。

3.3中國貿易隱含能凈值的分析

從圖3中我們可以看出以下特點：第一，中國對外貿易隱含能凈值的變化主要依賴于出口隱含能并整體呈現增長的趨勢。第二，中國貿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易過程中處于隱含能源的“凈輸出”。從當今世界經濟發展的現狀來看，發達國家基本上都處于國際分工鏈條的上游，負責設計、研發、復雜加工、營銷等高附加值環節，在出口高附加值商品的同時大量進口生產所需的能源和高能耗中間產品、初級產品，對本國的能源消耗相對較少。而發展中國家的情況正好相反，主要承擔了能源、簡單高能耗中間產品、初級產品的生產，在大量消耗本國能源的同時又在從發達國家進口各類高附加值產品。因此現階段發達國家基本上都處于貿易隱含能的逆差或“凈輸入”的狀態而發展中國家則處于貿易隱含能的順差或“凈輸出”的情況。由此可以看出，我國當前這種貿易隱含能的狀況是不利于長期和可持續發展的，更不用說為了滿足出口需要而生產高能耗、高污染的產品對我國能源安全、環境保護、人民身體健康等方面的不利影響。

3.4中國各行業貿易隱含能凈值的對比分析

在圖4中，中國15個行業根據其在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，即該行業處于貿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是：采掘和加工業、其他行業、其他工業。第二類：隱含能凈值高順差行業。這類行業的共同點是不僅處于隱含能貿易的順差地位，而且該差額的絕對數量水平很高。具體包括以下行業：紡織業、化學工業、通用、專用設備制造業、電氣、通信、計算機及其他電子設備制造業。第三類：隱含能凈值低順差行業。這類行業的特點是其隱含能進出口的余額雖然是順差，但絕對額較小。這類行業具體包括：農業、非金屬礦物制品業、食品制造業、木材和造紙業、金屬冶煉制品業、交通運輸設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、建筑業。

4結論和建議

篇（8）

中圖分類號:F830 文獻標識碼:A 文章編號:1007-4392(2009）03-0010-04

一､引言

伴隨著中國產品的大量出口，中國的貿易盈余持續擴大，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關注的話題。在學術界人民幣實際匯率變動對中國對外貿易的影響并沒有達成共識，盡管多數研究發現人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關于人民幣實際匯率變化對中國進口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進口的描述，經過實證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點:一種觀點認為人民幣匯率變動對中國的進口額不存在顯著影響，另一種觀點認為人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的進口額。

因為理論與實際之間存在著分歧，才構成了人民幣實際有效匯率變動的進口效應之迷，本篇文章主要關注的是人民幣匯率變動對中國的進口方面的影響。通過研究人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，來解釋中國的進口與匯率之間存在的特殊關系，并從貿易結構與進口產品構成的角度做出解釋。本文發現中國的進口額伴隨著人民幣實際有效匯率升值而減少，并且進口與出口之間存在推動關系，這是由于中國獨特的貿易結構與區域間經濟合作關系形成的。在中國的貿易結構中，加工貿易的比重一直超過50%，而加工貿易進口額對實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域經濟貿易合作中，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系，更多的是基于生產價值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關系。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易進口以及一般貿易進口額的影響。

二､計量模型與數據處理

本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻中所使用的進口方程模型的基礎上改進的模型。模型采用了對數形式，利用對數形式并且加入時間趨勢項對非平穩的時間序列進行平穩化處理。同時在模型中對數形式下可直接取得實際有效匯率變動對進口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，在保證了原模型主體的基礎上對模型進行了調整，去掉了原模型中的某些控制變量。

ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt

mt表示中國的進口額，reert表示人民幣的實際有效匯率，yt表示中國國內的市場需求，t表示時間趨勢項。

選取的數據是由1995年1月至2006年12月的數據，由于數據的時間跨度較長，必須考慮期間中可能出現的結構性變動因素。本文將所有數據分為兩個時間段，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。對數據劃分為以上兩個時間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿易組織的申請。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成員國的貿易壁壘，同時中國自身也存在著對本國的進口限制，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的時間點將整個數據分成兩段分別進行回歸。

為了精確的估算實際有效匯率變動對進口額的影響，考慮到中國獨特的貿易結構和進口結構，將進口額區分為一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行分析。基于數據模型對1995年1月-2001年12月期間的進口總額與一般貿易進口額分別進行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行了回歸分析。

在數據處理方面，采用經過CPI平減與季度調整的中國的進口貿易總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額月度數據。采用國際清算銀行的實際有效匯率指數，核算中國月度的實際有效匯率。采用經過CPI平減與季度調整的中國工業增加值的月度數據。

三､模型計算結果

對1995年1月-2006年12月整個樣本區間進行回歸分析，估算時間段中人民幣實際匯率對中國進口總額以及一般貿易進口額的影響見表1，整體的樣本區間的回歸可能存在結構變動的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進口總額與一般貿易進口額，而一般貿易進口對匯率變動更為敏感。

選取樣本區間為1995年1月-2001年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額進行分析，結果見表2。在樣本范圍內，估算實際有效匯率每升值1%，進口總額將減少0.941%，一般貿易進口額將減少2.952%。國內市場需求每增長1%，進口總額將增加1.255%，一般貿易進口額將增加1.157%，一般貿易進口額對匯率波動較總進口額更為敏感。

選取樣本區間為2002年1月-2006年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額進行回歸，結果見表3。在樣本區間內，人民幣實際有效匯率升值1%，進口總額減少1.054%，一般貿易進口額將減少1.783%，而實際有效匯率變動對加工貿易進口的影響不顯著。國內市場需求每增長1%，進口總額增長0.857%，一般貿易進口額增長 0.68%，加工貿易進口額增長1.023%。

自2002年中國加入世界貿易組織以后，中國的進口總額對實際有效匯率變動表現的更為敏感，而一般貿易進口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發現人民幣匯率的實際升值將導致中國進口總額､一般貿易進口額的減少，而對加工貿易進口額的影響則并不顯著。

四､對回歸結果的解釋

通過對模型進行分析，發現人民幣實際有效匯率升值將導致進口總額的減少，中國一般貿易進口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感，與之相對的是中國的加工貿易進口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。

分析中國進口的貿易方式構成，見表4，中國進口商品主要由兩部分構成，一是加工貿易進口，二是一般貿易進口。以2007年進口數據為例，2007年加工貿易進口額占進口總額的46%，而一般貿易與其他項目一共占進口總額的54%。因為中國進口額的這種特別構成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿易進口額以及一般貿易與其他進口額的影響。

(一)人民幣匯率升值對加工貿易進口額的影響

人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿易進口額的影響并不顯著。加工貿易一直在中國對外貿易方式中占據相當重要的地位。歷年的統計數據表明，加工貿易出口基本占據了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現象的原因一是自改革開放以來中國政府多年來始終堅持發展以出口為導向的外向型經濟;二是來源于經濟全球化的發展所導致的生產專業化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿易的進口額對人民幣實際有效匯率波動的不敏感與全球范圍內的國際生產布局的完成有關。

加工貿易不同于一般貿易的最大的特點是加工貿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。應國際化分工的發展和生產布局的要求，中國從事加工貿易出口的制造業企業已經進入跨國公司生產的價值鏈。在經濟全球化的今天，跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數產品的生產階段仍然是勞動密集型產品的生產與裝配，而這種已經形成的生產布局不可能在短期內發生根本性的變動。跨國公司站在全球的角度，對產品生產與裝配階段的成本變動進行調控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產加工階段所吸收，因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值，跨國公司扔不會調整其國際生產布局與生產網絡。因此人民幣近年來實際匯率的緩慢升值無法從本質上影響中國的加工貿易進口與加工貿易出口額，從加工貿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易的貿易盈余。

(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿易以及其他項目進口額的影響

通過對前面模型的分析，發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿易以及其他項目的進口額。造成這種現象的原因在于中國與其他亞洲國家的區域貿易模式，而決定中國與亞洲各國家區域貿易模式的根源在于中國在整個國際化生產布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區對外貿易的數據后，我們發現中國在對外貿易方面，自2002年至今的中國一方面從歐洲，美國賺取巨額的貿易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿易逆差，見圖1。

伴隨著中國的生產結構逐漸向價值鏈的上游轉移以及“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不再是簡單的競爭替代關系，而是逐漸轉化為分工合作關系。中國與亞洲各國間的區域貿易模式是由中國在整個制造業生產價值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區國家作為原料進口的來源地，主要進口能源､原材料､半成品､零部件､機器設備等，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國家主要的區域貿易模式。

總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進口同時存在，這一現象由中國在產業價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進口原材料和初級產品，在本國內進行加工生產，最后出口到歐洲和美國的市場。伴隨著人民幣實際有效匯率的升值，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，與這部分出口生產相關的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機器運輸設備等產品的進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進口聯系在一起，表現為中國出口對進口的推動作用。人民幣匯率升值通過影響中國的對外出口，間接影響中國的進口額，進口伴隨著實際有效匯率升值而減少。

最后需要指出的是，伴隨著中國經濟的發展和市場化程度的不斷深化，人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進口以及出口產生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實際有效匯率升值將同時減少中國的進口與出口額，單純依靠人民幣匯率調整并不能有效影響加工貿易帶來的貿易順差，而人民幣匯率調整對中國整體貿易盈余的影響則有待于進一步的研究。

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篇（9）

 

一、文獻回顧

按照主體的不同，對國際投資和國際貿易的關系的研究可以分為兩大類。一類以東道國為主體，研究東道國外來投資和對外貿易之間的關系。這種研究除了母國和東道國之外涉及到第三國，投資和貿易之間的關系也相對疏松。另一類以母國為主體，研究母國對東道國投資與兩國貿易之間的關系。在此只涉及母國和東道國，投資與貿易之間的關系相對密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國際投資指對外直接投資，即fdi。

首先對國際投資與貿易關系進行研究的是1999年諾貝爾經濟學獎得主mundell(1957)。mundell的研究以標準的古典國際貿易模型為基礎，通過嚴格的假定，得出了國際投資替代國際貿易的結論。在隨后的60年代，又有學者的研究支持了投資替代貿易的結論，其中較著名的是vernon(1966)的產品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿易只是一種轉化關系，只有在投資提早發生的情況下，才發生投資對貿易的替代，而在技術進步日益加快的條件下，新產品的生命周期不斷縮短，因此國際投資對國際貿易的替代越來越明顯。另一個研究來自于johnson(1967)。johnson認為，關稅導致的對外投資使不具有比較優勢的進口替代部門獲得了發展，因此減少了對外貿易量。

70年代開始出現投資和貿易具有互補性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產要素流動和商品貿易可能既有替代關系也有互補關系。這一時期最著名的論著來自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強調國際分工的重要性，將對外投資和貿易統一在國際分工的基礎上，指出國際投資不是簡單的資本流動而是包括資本、技術、管理方式和人力資本的總體轉移。因此，對外投資應從本國處于比較劣勢的邊際產業依次進行，這就是本文所談邊際優勢戰略的理論基礎。按照小島清的理論，國際投資一方面可以通過相近水平的技術轉移把東道國的比較優勢發掘出來，另一方面使母國集中資源開發新的技術并形成新的產業，因此將會擴大兩國的貿易。

無論是mundell的貿易與投資替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗(梁志成，2001)。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有計量方法與工具上的局限。20世紀80年代以來，貿易和直接投資的實證研究取得了突破性的進展，同時更多的研究成果證明投資與貿易之間具有互補關系。lipsey和weiss(1981)依據美國70年代的統計數據，對美國跨國企業在發展中國家所設立的子公司的生產和母公司的出口行為進行了研究，發現同類產品的子公司的年產量與母公司對這些國家的出口總量呈正相關關系。lipsey等人(1984)還進一步研究發現這種正相關或至少非負相關廣泛存在于美國近80%的產業部門中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素稟賦不對稱和規模報酬遞增的情況下，由于跨國公司的專有資產很難通過外部市場達成交易，就會存在大量的公司內貿易和對中間產品的需求，對外投資將會帶動母國的出口貿易。ethier(1986)的研究給出了同樣的結論。grossman和helpman(1989)把產品的成長內生化，證明了在一個動態的模型中國際化生產和貿易可以是同時擴大的。然而，markuson和svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了商品貿易和要素流動(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現為替代還是互補，依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作”還是“非合作”的問題。

90年代的研究延續了80年代的趨勢。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進一步證實了上述lipsey和weiss(1981)的結論，他們重點研究了美國80年代以來的情況，發現在整個時間跨度中出口與fdi一直保持著正相關關系。隨后gramham(1996)的研究也證實了這一點。pattie(1994)根據對外投資的動機不同將fdi分為市場導向型、生產導向型和貿易促進型3類，認為只有市場導向型fdi容易替代對外貿易，而后兩種類型投資則增加貿易。gray(1998)的研究得出了近似的結論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關系進行了分析，發現它們之間具有雙向的因果關系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個世界上最大引資國的出口和fdi的關系，其中有4個國家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個國家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關系。與此同時，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國際投資與國際貿易之間存在高度的相關性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結論，即在東道國存在貿易保護的情況下，fdi會替代母國的出口貿易。

2000年以后的研究以大量具體的實證研究為特征，且研究結果以fd!與貿易之間具有互補關系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國對外投資不是進出口變化的原因，對外投資對貿易總額的影響不明顯，而項本武(2005)得出的“中國對外投資是出口創造性和進口替代型”的結論對此給予了解釋。王洪亮和徐霞(2003)證明了日本對華直接投資和中日貿易之間的確存在著長期的互補關系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關系，但fdi和進口僅有單向的因果關系。王洪慶、張浩和朱榮林(2004)的研究表明，美國在華投資與對中國總進口、工業品進口之間存在雙向的因果關系，與工業品出口之間存在單向的因果關系，投資與出口以及中美的初級產品進出口之間均不存在因果關系。同時，王洪慶和朱榮林(2004)的研究表明，東盟對華直接投資積極地推動了中國與東盟貿易的發展，且投資對進出口貿易的貢獻率較高。李保明和劉震濤(2004)的實證結果顯示，兩岸貿易總額、大陸進口和出口均表現出關于臺商投資的顯著正相關性，這說明臺商投資對兩岸貿易具有顯著的促進作用。此外，stone和jeon(2000)研究認為貿易與海外直接投資之間為互補關系，且兩者之間貿易更傾向于為主導因素；韓國學者lim和moon(2001)證明，當發達國家向不發達國家投資，而投資是新設立的或者投資產業在母國是夕陽產業時，fdi和貿易之間是正相關關系；blonigen(2001)深入到產品層次進行了分析，發現貿易和fdi之間既有替代也有互補的關系，而且替代效應的發生不是逐步的，而是短時間急劇變化的。

基于本文研究的側重，在此再對邊際優勢戰略和小島清的邊際優勢理論進行進一步的說明。邊際優勢戰略的概念來源于小島清的邊際優勢理論，但應該注意的是，邊際優勢戰略所代表的經濟行為早已存在，只是由小島清概括出來。邊際優勢理論更多地是一種國際投資理論，但因為它把國際投資和國際貿易在同一基礎上進行分析，所以對投資和貿易的關系也給予了研究。同時也正因為它側重于國際投資的研究，對兩者關系的研究也并不全面。按照邊際優勢理論，對外投資應該從國內處于邊際優勢即相對劣勢的產業開始，而處于相對優勢的產業則進行對外貿易。按照小島清的分析，對邊際產業的產品需求應通過向海外投資的企業進口來實現。所以，小島清論述的投資與貿易的關系也更多地是母國投資與進口之間的關系，這是一種單向的正相關關系。但與此同時，小島清也論述了兩國生產可能性邊界的擴張和貿易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關系，這同樣是單向的正相關關系。但是，基于邊際優勢戰略，對投資和貿易之間的關系作這樣的理解還遠遠不夠，況且如上所說，小島清的理論是基于對現象的描述與分析，沒有通過計量方法得到實證檢驗，而本文將在上述方面給予補充和進一步的研究。

二、日本對東亞投資和貿易的歷史進程及兩者關系的描述

二戰以后至20世紀60年代，通過美國的幫助和自身的經濟改革，日本經濟得以恢復并實現了高速增長。而正是在60年代以后，很多東亞國家和地區(主要是亞洲“四小”、東盟四國和中國)紛紛實現了經濟起飛和長期快速發展，使東亞地區成為了世界經濟發展的熱點，以至于使人將這種發展狀態稱為“東亞奇跡”。很久以來，對“東亞奇跡”的研究存在著大量的各種形式的成果。在這些成果中，我們不難發現兩個最受人關注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過這兩種模式的論述，可以發現，先期發展起來的日本對上述東亞國家和地區的經濟發展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國家和地區對日本經濟發展經驗的借鑒和模仿，因而東亞模式被認為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時東亞模式更多地強調了貿易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本與這些東亞國家或地區的國際分工關系，強調了日本對這些國家和地區的投資(尤指直接投資)的重要性。所以，東亞模式和雁行模式的研究都說明了日本與這些東亞國家或地區的經濟聯系在“東亞奇跡”中的關鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對東亞國家或地區的投資和貿易之間的關系反映了東亞模式和雁行模式的本質聯系。

如上所述，本文采用的作為日本投資和貿易對象的東亞國家和地區是亞洲“四小”、東盟四國和中國，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國家或地區與日本有更強的經濟聯系，因此也具有更好的代表性。在此不再對日本與這些國家或地區的雙邊關系下的數據進行描述，而是對日本與這些國家和地區的總體之間的數據及其表示的關系進行研究。這是因為，東亞作為一個密切聯系的整體，日本與這些國家和地區的雙邊經濟聯系往往會延伸到第三方，在此意義下，單獨描述日本與一方的經濟聯系并不比描述日本對其他東亞國家和地區的總體的經濟聯系有更好的解釋力。而且，后者讓我們保持了與后面研究的連貫性。

圖1顯示了日本對上述東亞國家和地區的投資和貿易(出口和進口)自1965—2003年的變化趨勢。不難看出，無論投資、出口和進口都保持了長期快速增長的態勢。同時，圖1也顯示了投資和貿易(出口和進口)之間很好的相關性，但是這種相關性只延續到1997年。1997年對3種數據來說都是一個波峰，相對于1997年，這3種數據在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進口狀況在短期內得到恢復，而投資始終(截至2003年)沒有恢復到1997年的水平。我們知道，1997年發生了舉世聞名的東亞金融危機，因此不難理解，日本的投資戰略發生了重大調整，使相關數據發生了結構性變化，這在后面的檢驗中也得到了證明。

三、數據分析和模型設定

(一)數據說明

本文日本對上述東亞國家和地區的投資、出口和進口的數據均來自日本總務省統計局網站的統計資料，這些數據是以日本與單一國家或地區的統計值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數據進行了加總。對于出口和進口，1985年(含)以前的數據單位為百萬日元，之后的數據單位為十億日元。為了統一單位，本文將1985年(含)以前的數據單位轉化為十億日元，并作了四舍五入處理。對于投資，原始數據的單位為百萬美元，本文將之乘以匯率并將單位轉化為十億日元，并同樣作了四舍五入的處理。其中，匯率數據來源于世界貨幣基金組織(imf)數據庫，匯率為年終值。

(二)斷點檢驗

在上面日本對東亞投資和貿易的歷史進程的描述中我們看到，發生金融危機的1997年，投資和貿易的金額開始了大幅度減少，在之后的幾年中，出口和進口得到了恢復，而投資卻延續了下降的趨勢。這似乎顯示，相對于1997年(含)以前，日本對東亞投資和貿易之間的關系發生了變化。下面對此給以檢驗，即斷點檢驗(chow breakpoint test)。既然投資相對于出口和進口之間的關系發生了變化，我們的檢驗依據投資為因變量、出口和進口為自變量的單方程模型來進行。根據斷點檢驗的原理，考察在1997年前后投資與出口和進口的關系是否發生了變化，即考察出口和進口的系數是否發生了變化。檢驗結果如下(見表1)。

通過表1的檢驗結果顯示，無論是通過f檢驗法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無斷點”的原假設。也就是說，在1997年的前后，投資相對于出口和進口發生了趨勢變化，或者說，投資與出口和進口之間的關系發生了結構性變化。因此，本文對邊際優勢戰略下投資和貿易關系的研究采用1997年(含)以前的數據。

(三)單位根檢驗

由于經濟數據一般具有長相關性，上述3種數據可能存在單位根，也就是說它們的時間序列可能是非平穩的。為了避免由于數據的非平穩性帶來的偽回歸，下面對3種數據進行單位根檢驗。

根據adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗的要求，最優滯后結構的選擇主要依據aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)兩個準則，如果兩者一致則選擇一個最優滯后階，不一致則選擇兩個。本文首先是對水平(1evel)數據進行單位根檢驗，而后對一階差分數據進行單位根檢驗，但基于文章篇幅的考慮，檢驗結果合并于一表中(見表2)。

通過表2的單位根檢驗結果可以看出，投資、出口和進口的水平數據都存在單位根。為了確定變量的單整階數，本文對投資、出口和進口的一階差分數據進行單位根檢驗。同樣從表2可以看出，投資、出口和進口的一階差分數據不存在單位根。由此也說明，上述投資、出口和進口的水平數據為一階單整或（1）過程。

（四）模型設定

由于本文研究的是日本對東亞投資與其對東亞出口和進口兩個方面的關系，即要驗證投資與出口之間和投資與進口之間是否存在因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法(granger causality test)作為主要研究手段。

根據格蘭杰因果關系檢驗法，可以認為有關投資(fdi)、出口(ex)和進口(1m)的預測信息全部包含在這些變量的時間序列中。格蘭杰因果關系檢驗的原理是判斷某些變量的信息是否能改進對其他變量的預測，具體到本文，即為檢驗過去的投資、出口或進口是否會對未來的出口、進口或投資有影響。可以通過估計var模型來實現這一目的。對于本文的研究，有兩種var模型可供選用：一種是直接表示投資與出口或投資與進口的關系的兩變量的var模型；另一種是在考慮到另一變量影響的條件下綜合反映兩變量(投資與出口或投資與進口)關系的三變量的var模型。筆者認為，在考慮到其他變量影響的條件下來考察兩個變量的關系更加符合本文研究的實際。因此，本文模型設定如下：

    其中，fdi、ex、im分別代表日本對東亞的投資、出口和進口，α、β、γ為不同變量的系數，u1t、u2t、u3t為隨機擾動項，t表示時間。檢驗投資對出口是否具有格蘭杰因果關系，即檢驗β1i和β2i是否全不顯著；檢驗投資對進口是否存在格蘭杰因果關系，即是檢驗γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗日本對東亞出口和進口之間是否存在因果關系，但這不是本文的主要研究對象，因此只做附帶性的考察。

四、經驗結果及相關分析

根據格蘭杰因果關系檢驗的原理，我們應該首先進行上述var模型的參數估計，而在此之前一項重要的工作是進行最優滯后結構的確定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最優滯后結構的確定過程而僅顯示其結果，即：

 

由日本對東亞的投資、出口和進口組成的var模型的最優滯后階為6。在此基礎上，我們進行var模型的參數估計。同樣基于篇幅的考慮，估計結果不再列出。下面，我們對var模型的參數估計結果進行f檢驗，即得到如下格蘭杰因果關系檢驗結果(見表3)。

通過表3可以看到：(1)可以在10%的顯著性水平上拒絕“投資不是出口的原因”的原假設，所以投資是出口的原因，但不能拒絕“出口不是投資的原因”的原假設，所以出口不是投資的原因，因此，投資對出口具有單向的因果關系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進口的原因”的原假設，所以投資是進口的原因，同時，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進口不是投資的原因”的原假設，所以進口也是投資的原因，因此，投資與進口具有雙向的因果關系；(3)從程度的比較來看，投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

此外，通過表3還可以發現，出口是進口的原因，但進口不是出口的原因，出口對進口具有單向的因果關系。這并非是本文關注的問題，但與此相關有一個問題值得關注和解釋：出口是進口的原因，進口是投資的原因，那么是否能推論出出口也是投資的原因，如果能如此推論，則和前面得出的結論相矛盾。如何對此給以解釋呢？當然，答案是不能做此推論。這是因為，與日本對東亞出口相關聯的進口是對一些在日本居于相對優勢產業的具有較高科技含量的產品的進口，這部分進口構成日本出口生產要素的需求；而與日本對東亞投資相關聯的進口是對一些在日本居于邊際優勢(即相對劣勢)產業的產品進口，這些產業盡管在日本有需求但由于生產成本或經濟結構調整等因素而無法生產，因而構成了對外投資。所以，出口推動的進口和推動投資的進口不具有相同的內容，因此上述推論不成立。但是，這個不成立的推論更深刻地說明了本文研究的邊際優勢戰略下日本對東亞投資與出口和進口之間的關系。

五、結論和相關研究展望

本文的研究證明，在邊際優勢戰略下，對外投資與本國出口和進口之間存在如下關系：(1)對外投資推動本國出口的增加，本國出口對本國對外投資沒有作用或作用不明顯；(2)對外投資推動本國進口的增加，本國進口同樣推動本國對外投資的增加；投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

篇（10）

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

一、引言

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

從以往的中菲香蕉貿易研究中，中方統計的數據和菲方統計的數據存在很大的差異。而這種巨大的數據差異導致的結果就是，中國的貿易政策和SPS政策，對菲律賓的香蕉貿易帶來的影響是不同的。鄭國富、楊從平（2014）研究了中國質檢局加強對菲律賓香蕉檢疫的強度，對菲律賓出口中國的香蕉影響，中方數據分析結果顯示，加強檢疫能夠有效地阻止菲律賓香蕉出口中國，而菲方數據分析發現這種影響微乎其微。相關的中菲香蕉貿易文獻都止步于不同數據和不同的結果，但并沒有人進一步探索不同數據背后的原因，以及哪個數據更能反映真實的情況。

二、中菲香蕉貿易數據分析

（一）中菲香蕉貿易數據概述

香蕉貿易有兩種統計方式，貿易總量（kg）和價值總量（$）。由于價值量受到匯率波動、關稅壁壘和非關稅壁壘的影響，進口方和出口方統計的數據差值較大。因此，本文對香蕉貿易的總量進行對比。即便如此，中菲雙方統計的貿易量仍有很大差異。表1是近16年來，中菲雙方匯報的香蕉貿易數據。其中，中菲數據差值是中方數據減菲方數據所得。

從表中可看出，中方匯報的數據一直大于菲方數據1萬噸以上，這個差值于2006年達到一個小高峰17萬噸。但是在2013和2014年，差值大幅逆轉，菲方數據比中方數據多1萬噸～2萬噸。更為戲劇性的轉變是2015年，中方數據再次高過菲方數據，并達到近16年來最大差值35.7萬噸。這樣的數據差異可能有兩種主要原因，一種是中菲統計香蕉的方法不一樣，中方統計的香蕉貿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易。另一種可能是中國或者菲律賓或者兩國都出于其他復雜的原因虛報了香蕉貿易量。

（二） 菲律賓香蕉出口狀況

菲律賓2006至2015年連續排名香蕉出口大國前十位的國家有日本、中國、韓國、伊朗、新加坡及阿聯酋。圖1顯示了菲律賓及這六國統計的香蕉貿易差異情況，香蕉統計單位為KG，差值等于相應出口國統計的數值減菲律賓統計數值。

從圖1可知，除了新西蘭，菲律賓與其他香蕉貿易大國的統計數據都存在較為明顯的偏差。其中，中國與菲律賓的貿易統計差距最大。需要說明的是，2014年日本統計進口菲律賓香蕉數據與菲律賓統計出口日本香蕉差值為負的44.7億kg，為了更清晰的對比六國統計狀況，圖中沒有顯示這年日本與菲律賓的數據差異。總體來看，菲律賓統計數據低于中、韓統計的數據，但是高于阿聯酋和新加坡統計的貿易量。

香蕉貿易包含新鮮香蕉、香蕉種子、加工過的香蕉和香蕉植物。為了檢驗數據差異是否與統計范疇有關，接下來對比每個國家在UN comtrade 提交的香蕉統計的范圍。

相比之下，1的統計是最\統的，菲律賓一直采用這一統計方式，統計量比其他國家少似乎是正常的。但是對比發現，中日韓新加坡及新西蘭的統計方式相同，而菲律賓統計的數據僅與新西蘭數據一致。說明統計范圍不同，并不是數據差異的主要原因。

（三）中國的香蕉進口狀況

2006至2015年，中國總共從21個國家和地區進口了香蕉，其中有5個國家連續十年有香蕉貿易，按貿易量大小排列分別是菲律賓、泰國、厄瓜多爾、其他亞洲地區及越南。

中國與厄瓜多爾、泰國及亞洲其他地區統計的香蕉貿易數據幾乎一致，與越南統計的數據存在小范圍偏差。菲律賓是中國最大的香蕉進口國，但其統計的數據與中國統計的數據也是差異最大的，差值遠遠超過厄、泰及其他亞洲地區。

（四）數據可靠性初步判斷

整理中國與菲律賓的香蕉統計數據，發現兩國提供的數據差異較大。為了進一步探究哪國提供的數據更為可靠，本文依次比較了菲律賓及其香蕉出口大國統計的貿易量，以及中國及其香蕉進口大國統計的貿易量。

在菲律賓香蕉出口的數據中，菲律賓除了與日本統計的數據一致外，同其他國家統計的香蕉量均存在不同程度的差異。香蕉貿易包含香蕉相關的產品、種子和植物。為了排除這種差異來自統計范圍的不同，本文接著對比了中日韓、新西蘭、阿聯酋及菲律賓統計的香蕉貿易范圍。相比其他國家，菲律賓統計的香蕉范疇是最小的，而中日韓新西蘭都統計了相同的香蕉范疇，菲律賓卻僅僅與日本統計數據一致。這說明，統計范疇不是菲律賓統計數據差異的主要原因。

在中國香蕉進口數據的對比中，中國統計的數據與厄爾瓜多、泰國及亞洲其他地區提供的數據基本一致，與越南統計的數據存在小范圍偏差。因此得出結論，相比之下，中國的香蕉統計數據更可靠。

三、中國政策與菲律賓香蕉貿易的實證分析

（一）模型建立及數據來源

經過簡單的數據對比，本文采用相對可靠的中方統計數據檢驗中國SPS對菲律賓香蕉貿易的影響。貿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易，因此去掉引力模型中地理因素、語言因素、殖民關系等衡量多國貿易的影響因素，最終模型為：

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

其中，Y是中國進口菲律賓的香蕉量，數據來源于UN comtrade，GDP的下標CHN和PHL是中國和菲律賓的ISO縮寫，數據來源于世界銀行數據庫，SPS主要是針對農產品的技術貿易壁壘，是虛擬變量，數據來源于中國WTO/TBT-SPS通報咨詢網。

（二）實證分析

我國分別于2002、2004、2012實施了香蕉檢驗、水果檢疫、食品農殘相關SPS措施。通過stata回歸結果可知，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對香蕉貿易影響的t值為-0.80，不顯著，表明我國的SPS相關措施對菲香蕉出口影響相關性不大。

四、總結

本文通過數據比較法，認為中方提供的數據相對可靠，使用中方數據檢驗我國與蕉相關的SPS對菲香蕉進口的影響，結果發現這種影響相關性不大。通過加強檢疫等措施確實能夠在短期內影響菲律賓香蕉的進口量，但這種影響通常難以持續。菲律賓是我國最重要香蕉進口國之一，大量減少進口菲律賓香蕉的數量也會降低中國國民的福利。因此，依賴民族情緒的“香蕉戰”是難以持續的，有效的貿易政策還需考慮長期影響。

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