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

篇（1）

［關(guān)鍵詞］勞動(dòng)收入份額；進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；勞動(dòng)者報(bào)酬

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036

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

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

1．1勞動(dòng)收入份額變化研究

勞動(dòng)收入份額是勞動(dòng)者報(bào)酬（勞動(dòng)收入）在國(guó)民收入中所占的比重，通常用勞動(dòng)者報(bào)酬與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之比來(lái)計(jì)算，本文參考張吉超（2016）采用Gollin的第二種方法，計(jì)算出 2008 年以前個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的勞動(dòng)報(bào)酬和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)，并調(diào)整到與 2008 年以后相同的范圍。

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

1．2進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化研究

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

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

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

2 實(shí)證分析

2．1模型設(shè)定與變量選取

2．1．1計(jì)量模型的設(shè)定

綜合考慮已有研究對(duì)勞動(dòng)收入份額影響因素，本文將模型設(shè)置如下：

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

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

2．1．2變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）被解釋變量與解釋變量

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

（2）控制變量：資本－產(chǎn)出比（KTY）

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

（3）控制變量：外商直接投資額（FDI）

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

（4）控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）

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

（5）控制變量：技術(shù)進(jìn)步（TFP）

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

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

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

（7）控制變量：政府干預(yù)（GOVIN、GOVOUT）

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

2．2實(shí)證結(jié)果及分析

2．2．1實(shí)證結(jié)果

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

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

根據(jù)序列相關(guān)圖圖4，自相關(guān)（ACF）圖基本呈指數(shù)遞減，而偏自相關(guān)（PACF）圖在1階處截?cái)?，由非零相關(guān)系數(shù)衰減為小值波動(dòng)的過(guò)程非常突然，所以偏自相關(guān)系數(shù)可以視為一階截尾，由此考慮擬合模型為AR（1）。建立模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到如下結(jié)果，判斷截距項(xiàng)（C）和AR（1）參數(shù)的t檢驗(yàn)和P值都具有顯著性。

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

2．2．2結(jié)果分析

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

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

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

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

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

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

3 結(jié)論與建議

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

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

再次，財(cái)政收入增長(zhǎng)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額下降，政府通過(guò)宏觀調(diào)控獲得的財(cái)政收入越高，會(huì)提高政府收入，并增加勞動(dòng)者負(fù)擔(dān)，對(duì)勞動(dòng)者的報(bào)酬產(chǎn)生越強(qiáng)大的擠壓作用，從而引起勞動(dòng)份額減少。

最后，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重越高，勞動(dòng)收入份額越小。其產(chǎn)業(yè)增加值越多，會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中比重越低。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和服務(wù)業(yè)運(yùn)行都需要大量勞動(dòng)力，如果這兩個(gè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長(zhǎng)緩慢，它們?cè)趪?guó)民經(jīng)濟(jì)中比重就越低，勞動(dòng)者獲得的報(bào)酬就越少。

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

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篇（2）

(一)中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值

根據(jù)國(guó)際收支平衡表的編制原理和國(guó)際收支賬戶分析方法，中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值主要受以下5個(gè)因素的影響。

1．貿(mào)易雙方的統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同。

統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同，如統(tǒng)計(jì)轄區(qū)不同、運(yùn)輸時(shí)滯不同以及再出口內(nèi)涵不同①等，都會(huì)造成中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異。但由于統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同所產(chǎn)生的影響會(huì)相互抵消，其對(duì)雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值的綜合影響是有限的。

2．到岸價(jià)與離岸價(jià)的差別。

世界各國(guó)海關(guān)和統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)通常以到岸價(jià)(CIF，貨物價(jià)值包括從裝運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi))記錄和計(jì)算進(jìn)口貨物價(jià)值，同時(shí)以離岸價(jià)(FOB，貨物價(jià)值不包括從轉(zhuǎn)運(yùn)港至目的地港的運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi))記錄和計(jì)算出口貨物價(jià)值。到岸價(jià)與離岸價(jià)之差主要由出口國(guó)(原產(chǎn)國(guó))運(yùn)送貨物到進(jìn)口國(guó)(目的國(guó))的保險(xiǎn)費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi)構(gòu)成，大概為離岸價(jià)的10%。

3．轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值。

中國(guó)經(jīng)轉(zhuǎn)口國(guó)或地區(qū)轉(zhuǎn)運(yùn)到貿(mào)易伙伴的貨物價(jià)值通常高于轉(zhuǎn)口國(guó)或地區(qū)直接從中國(guó)進(jìn)口時(shí)的貨物價(jià)值，這是因?yàn)檗D(zhuǎn)運(yùn)商為追逐利潤(rùn)而抬高了貨物價(jià)格。這部分增加值沒(méi)有計(jì)入中國(guó)的出口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但被計(jì)入了貿(mào)易伙伴的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

4．加工貿(mào)易增加值和走私。

加工貿(mào)易商品在出口后可能被中間商購(gòu)買(mǎi)，經(jīng)中間商再轉(zhuǎn)賣(mài)給貿(mào)易伙伴，中間商為追逐利潤(rùn)的加價(jià)行為會(huì)使貿(mào)易伙伴的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于加工貿(mào)易商品的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。由于沒(méi)有足夠信息用于判斷被中間商購(gòu)買(mǎi)和轉(zhuǎn)賣(mài)的貨物價(jià)值，因此很難量化中間商加價(jià)行為對(duì)中國(guó)與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響。同時(shí)，貨物走私逃避了海關(guān)監(jiān)管，這也會(huì)造成進(jìn)出口雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的差異，如走私的貨物價(jià)值未記錄在出口國(guó)的出口賬戶，卻記錄在進(jìn)口國(guó)的進(jìn)口賬戶上。

5．貿(mào)易偽報(bào)。

貿(mào)易偽報(bào)是不法分子故意在進(jìn)出口的貨物價(jià)值上弄虛作假，以達(dá)到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿(mào)易偽報(bào)可分為出口偽報(bào)和進(jìn)口偽報(bào)。出口偽報(bào)，即出口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價(jià)值不符的報(bào)關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動(dòng)，包括出口低報(bào)和出口高報(bào)。出口低報(bào)是由出口商開(kāi)出低于出口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票，進(jìn)口商將發(fā)票金額與實(shí)際貨物價(jià)值的差額存入出口商在國(guó)外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監(jiān)管，將資本抽逃到海外;出口高報(bào)是出口商以高于出口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票向本國(guó)海關(guān)申報(bào)，其目的是繞過(guò)資本項(xiàng)目監(jiān)管，使國(guó)外資本非法流入國(guó)內(nèi)。進(jìn)口偽報(bào)，即進(jìn)口商利用與貿(mào)易貨物實(shí)際價(jià)值不符的報(bào)關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動(dòng)，包括進(jìn)口高報(bào)和進(jìn)口低報(bào)。進(jìn)口高報(bào)是國(guó)外供貨商開(kāi)出高于進(jìn)口貨物實(shí)際價(jià)值的發(fā)票，國(guó)內(nèi)進(jìn)口商向貨幣當(dāng)局申請(qǐng)的用匯高于實(shí)際用匯，其差額就存入了進(jìn)口商的國(guó)外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監(jiān)管，將資本抽逃到海外;進(jìn)口低報(bào)是指進(jìn)口商向海關(guān)申報(bào)的進(jìn)口貨物價(jià)值低于實(shí)際貨物價(jià)值，使本應(yīng)匯至境外的貿(mào)易結(jié)算資金滯留國(guó)內(nèi)，其目的是繞過(guò)資本項(xiàng)目管制，使國(guó)外資本非法流入國(guó)內(nèi)。上述5個(gè)因素是造成中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的主要原因。統(tǒng)計(jì)口徑和方法不同以及加工貿(mào)易增加值和走私的影響雖然難以測(cè)算，但這些因素所產(chǎn)生的影響會(huì)彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計(jì)。到岸價(jià)和離岸價(jià)的差別可按照國(guó)際慣例將其換算成統(tǒng)一的計(jì)價(jià)方式。轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值的影響也可根據(jù)中國(guó)與轉(zhuǎn)口國(guó)或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。貿(mào)易偽報(bào)是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測(cè)算，但可以從中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值中剔除主要的可觀測(cè)因素后進(jìn)行間接測(cè)算。值得注意的是，貿(mào)易偽報(bào)下會(huì)同時(shí)產(chǎn)生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃與進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃之和，對(duì)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模進(jìn)行測(cè)算。

(二)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的測(cè)算模型

基于以上分析，在對(duì)中國(guó)與貿(mào)易伙伴進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，特別是轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行CIF/FOB轉(zhuǎn)換①和相應(yīng)調(diào)整后，先計(jì)算出中國(guó)與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;然后再?gòu)慕y(tǒng)計(jì)差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計(jì)算出中國(guó)出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃和進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃，兩者之和即為貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模測(cè)算值。1．出口低報(bào)導(dǎo)致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國(guó)與貿(mào)易伙伴i在t年出口項(xiàng)下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;PIit為貿(mào)易伙伴i在t年從中國(guó)進(jìn)口的貨物價(jià)值;Ci為貿(mào)易伙伴i與中國(guó)進(jìn)行貿(mào)易的到岸價(jià)與離岸價(jià)轉(zhuǎn)換系數(shù)(2)，經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價(jià)計(jì)算的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù);ΔVit為中國(guó)在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國(guó)或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到貿(mào)易伙伴i的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿(mào)易伙伴i在t年從中國(guó)進(jìn)口的貨物價(jià)值;DEit為中國(guó)在t年對(duì)貿(mào)易伙伴i出口的貨物價(jià)值。式(1)中，MEit＞0，說(shuō)明中國(guó)不法分子低報(bào)出口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國(guó)出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值;MEit＜0，說(shuō)明中國(guó)不法分子高報(bào)出口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)中國(guó)出口高報(bào)導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測(cè)算值;MEit=0，說(shuō)明沒(méi)有出現(xiàn)貿(mào)易偽報(bào)行為。因此，中國(guó)出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國(guó)與貿(mào)易伙伴i在t年進(jìn)口項(xiàng)下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異值;DIit為中國(guó)在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價(jià)值;Ci為中國(guó)與貿(mào)易伙伴i進(jìn)行貿(mào)易的到岸價(jià)與離岸價(jià)轉(zhuǎn)換系數(shù)(CIF/FOB)，經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價(jià)計(jì)算的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù);ΔV''''it為貿(mào)易伙伴i在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國(guó)或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到中國(guó)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國(guó)在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價(jià)值;PEit為貿(mào)易伙伴i在t年對(duì)中國(guó)出口的貨物價(jià)值。式(3)中，MIit＞0，說(shuō)明中國(guó)不法分子高報(bào)進(jìn)口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國(guó)進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值;MIit＜0，說(shuō)明中國(guó)不法分子低報(bào)進(jìn)口貨物價(jià)值，其加總就是一定時(shí)期內(nèi)中國(guó)進(jìn)口低報(bào)導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測(cè)算值;MIit=0，說(shuō)明沒(méi)有出現(xiàn)貿(mào)易偽報(bào)行為。因此，中國(guó)進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國(guó)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的測(cè)算值(TCF)等于出口低報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值(CFE)加上進(jìn)口高報(bào)導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測(cè)算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)

二、樣本選擇與處理

在具體測(cè)算中國(guó)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模時(shí)，需要對(duì)理論模型中的相關(guān)變量及其樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行選擇和處理，以提高所做測(cè)算的合理性和精確度。

1．樣本期為2001—2011年。

2001年加入世界貿(mào)易組織后，中國(guó)實(shí)行了一系列關(guān)稅減讓措施，相繼落實(shí)了各項(xiàng)改革承諾，中國(guó)與海外國(guó)家或地區(qū)的貿(mào)易往來(lái)日益頻繁，這為貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃提供了較多的渠道和機(jī)會(huì)。從樣本數(shù)據(jù)的可得性和質(zhì)量考慮，2001—2011年的樣本數(shù)據(jù)是由加入世界貿(mào)易組織后國(guó)內(nèi)外一些權(quán)威統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數(shù)據(jù)是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)。

2．以香港作為中國(guó)與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方。

香港是著名國(guó)際自由港。一方面，中國(guó)內(nèi)地是香港轉(zhuǎn)口貨物最重要的來(lái)源地，2001—2011年香港轉(zhuǎn)口貨物中，原產(chǎn)地為中國(guó)內(nèi)地的貨物價(jià)值為19541億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值的62%;中國(guó)內(nèi)地也是香港轉(zhuǎn)口貨物的重要目的地，同時(shí)期香港轉(zhuǎn)口貨物中，轉(zhuǎn)口目的地為中國(guó)內(nèi)地的貨物價(jià)值為15219億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值的48%。另一方面，香港統(tǒng)計(jì)和公布的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)比較詳實(shí)，包括中國(guó)轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)和貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口到中國(guó)的貿(mào)易數(shù)據(jù)。可以認(rèn)為，選擇香港作為中國(guó)與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方較為合理。

3．對(duì)轉(zhuǎn)口貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)的處理。

為消除香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易對(duì)中國(guó)與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響，就需要知道香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易具體的轉(zhuǎn)口目的地。因?yàn)楝F(xiàn)有樣本數(shù)據(jù)只包含中國(guó)內(nèi)地通過(guò)香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的整體貨物價(jià)值，以及貿(mào)易伙伴通過(guò)香港轉(zhuǎn)口到中國(guó)內(nèi)地的整體貨物價(jià)值，并沒(méi)有細(xì)分到具體國(guó)家或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貨物價(jià)值，所以本文首先計(jì)算中國(guó)內(nèi)地通過(guò)香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿(mào)易伙伴通過(guò)香港轉(zhuǎn)口到中國(guó)內(nèi)地的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國(guó)與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的總體差異值中扣除，以消除轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值對(duì)中國(guó)與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)差異的影響。另外，考慮到香港轉(zhuǎn)口的到岸價(jià)與離岸價(jià)的差別，本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國(guó)到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)Ca和貿(mào)易伙伴到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)C''''a均按104%進(jìn)行計(jì)量。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的整體增值率為［轉(zhuǎn)口額－(進(jìn)口額－留港自用)］/(進(jìn)口額－留港自用)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行的估算，中國(guó)內(nèi)地轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率比香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率約高出10%，貿(mào)易伙伴經(jīng)過(guò)香港轉(zhuǎn)出口到中國(guó)內(nèi)地的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率按香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率計(jì)算。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率和香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值的測(cè)算結(jié)果見(jiàn)表1。4．主要貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)的選擇。由于貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)的選擇對(duì)最終測(cè)算結(jié)果有較大影響，為測(cè)算中國(guó)貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃的規(guī)模，本文需分析中國(guó)與貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并計(jì)算兩者之間的統(tǒng)計(jì)差異。本文在選擇貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)時(shí)遵循兩個(gè)原則:一是選擇經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的國(guó)家或地區(qū)，因?yàn)樗鼈兊氖袌?chǎng)化程度高、資本管制少、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也齊備;二是選擇與中國(guó)貿(mào)易往來(lái)比較密切的國(guó)家或地區(qū)，因?yàn)樗鼈兣c中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的貨物價(jià)值占中國(guó)全部進(jìn)出口貨物價(jià)值的比重大，以此測(cè)算貿(mào)易偽報(bào)下資本外逃規(guī)模的結(jié)果就更加準(zhǔn)確?；谶@樣的認(rèn)識(shí)，本文選取美國(guó)、日本、德國(guó)、荷蘭、法國(guó)、意大利、加拿大、西班牙、英國(guó)、香港、韓國(guó)、新加坡、臺(tái)灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來(lái)西亞、澳大利亞、泰國(guó)、比利時(shí)、丹麥、芬蘭、澳門(mén)、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個(gè)國(guó)家或地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)。樣本期內(nèi)，這些國(guó)家或地區(qū)在樣本期內(nèi)從中國(guó)進(jìn)口的貨物價(jià)值平均占中國(guó)全部出口貨物價(jià)值的87%，其向中國(guó)出口的貨物價(jià)值平均占中國(guó)全部進(jìn)口貨物價(jià)值的80%(表2)。

篇（3）

[中圖分類號(hào)]F74[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]

2095-3283（2013）03-0018-03

作者簡(jiǎn)介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：跨國(guó)公司與外國(guó)直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學(xué)院理學(xué)院，博士，研究方向：國(guó)際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院博士候選人，英國(guó)利茲大學(xué)訪問(wèn)學(xué)生，研究方向：跨國(guó)公司與外國(guó)直接投資。

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

一、前言

自1993年成為石油凈進(jìn)口國(guó)以來(lái)，中國(guó)石油對(duì)外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達(dá)到565%，這意味著中國(guó)一半以上的石油消費(fèi)量來(lái)自國(guó)外。獲取海外原油需要國(guó)家進(jìn)行能源外交，需憑借一個(gè)國(guó)家的軟實(shí)力來(lái)實(shí)現(xiàn)，但原油獲取的根本渠道和最終實(shí)現(xiàn)形式是對(duì)產(chǎn)油國(guó)的直接投資或與產(chǎn)油國(guó)實(shí)現(xiàn)雙邊或多邊經(jīng)貿(mào)合作?！笆濉逼陂g，中國(guó)海外投資的實(shí)際功效不僅要講企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營(yíng)效益，還要把進(jìn)口中國(guó)所需資源和擴(kuò)大中國(guó)海外市場(chǎng)作為戰(zhàn)略目標(biāo)（裴長(zhǎng)洪，2011）。為了研究近年來(lái)中國(guó)的對(duì)外直接投資（OFDI）以及雙邊貿(mào)易對(duì)中國(guó)原油進(jìn)口量產(chǎn)生的影響，本文選取2003―2010年中國(guó)對(duì)24個(gè)主要進(jìn)口原油來(lái)源國(guó)的OFDI流量、OFDI存量、進(jìn)出口貿(mào)易聯(lián)系和原油進(jìn)口量作為研究變量，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)原油進(jìn)口的影響。首先，計(jì)算中國(guó)與這24個(gè)國(guó)家的貨物進(jìn)口貿(mào)易結(jié)合度、出口貿(mào)易結(jié)合度，并檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。其次，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的變截距模型和變系數(shù)模型，分析FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度對(duì)原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響以及FDI流量、貿(mào)易結(jié)合度對(duì)原油進(jìn)口量的靜態(tài)影響；其后，建立VAR模型，檢驗(yàn)FDI流量、FDI存量、貿(mào)易結(jié)合度和原油進(jìn)口量的滯后期對(duì)當(dāng)期原油進(jìn)口量的動(dòng)態(tài)影響。

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

1數(shù)據(jù)來(lái)源

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

對(duì)上述的原油進(jìn)口量、FDI流量和FDI存量取對(duì)數(shù)，即這3個(gè)變量為L(zhǎng)flow、Lstock和Ljk。

2進(jìn)口、出口貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算

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

按照貿(mào)易結(jié)合度的計(jì)算公式，可計(jì)算出中國(guó)對(duì)24個(gè)主要進(jìn)口原油來(lái)源國(guó)的貨物出口結(jié)合度（ETCD）和進(jìn)口結(jié)合度（ITCD）。

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

1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列或面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性通常通過(guò)單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷。對(duì)于面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設(shè)是各截面序列具有一個(gè)相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗(yàn)的原假設(shè)是假定各截面序列具有不同的單位根過(guò)程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對(duì)面板數(shù)據(jù)的單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果不一致時(shí)，若前兩種檢驗(yàn)、后三種檢驗(yàn)結(jié)果中各有一個(gè)拒絕原假設(shè)，本文即認(rèn)為被檢驗(yàn)序列為平穩(wěn)序列。據(jù)此，運(yùn)用Eviews60軟件檢驗(yàn)，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩(wěn)序列（見(jiàn)表1）。

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

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

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

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

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

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

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

變系數(shù)模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對(duì)原油進(jìn)口量的影響顯著，中國(guó)與利比亞和澳大利亞的出口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著負(fù)向影響，中國(guó)與馬來(lái)西亞、阿爾及利亞的進(jìn)口貿(mào)易聯(lián)系對(duì)原油進(jìn)口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對(duì)原油進(jìn)口量呈負(fù)向關(guān)系，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。回歸后對(duì)殘差進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)數(shù)列，回歸中不存在“偽回歸”。

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

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

四、結(jié)論與建議

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

基于FDI、雙邊貿(mào)易關(guān)系對(duì)原油進(jìn)口量的不同影響效果，從投資角度來(lái)看，中國(guó)應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮FDI的促進(jìn)作用，加大對(duì)原油生產(chǎn)國(guó)的投資以穩(wěn)固原油進(jìn)口量。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2011年中國(guó)OFDI流量的627%流向中國(guó)香港、英屬維爾京群島和開(kāi)曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國(guó)需要通過(guò)發(fā)放優(yōu)惠貸款等措施引導(dǎo)中國(guó)企業(yè)增大在產(chǎn)油國(guó)的投資，既可以促進(jìn)中國(guó)原油的進(jìn)口，也可把過(guò)剩的外匯儲(chǔ)備轉(zhuǎn)變?yōu)槭唾Y源。從貿(mào)易角度而言，一要鞏固與擴(kuò)大原油的進(jìn)口量，二是基于與產(chǎn)油國(guó)貨物貿(mào)易的現(xiàn)狀，調(diào)整國(guó)別間的貿(mào)易發(fā)展方式，逐步優(yōu)化商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

[參考文獻(xiàn)]

篇（4）

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

二、經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的影響

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

三、轉(zhuǎn)口加成利潤(rùn)的影響

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

四、美方統(tǒng)計(jì)中忽略了服務(wù)貿(mào)易

篇（5）

影響進(jìn)出口貿(mào)易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對(duì)上海市進(jìn)出口貿(mào)易影響進(jìn)行實(shí)證分析，即研究人民幣匯率因素的影響。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示進(jìn)口(或出口)占進(jìn)出口總額，G表示人民幣匯率波動(dòng)幅度，ε表示其他因素帶來(lái)的誤差，在此假設(shè)為常量。

變量選取

下文實(shí)證研究所采用的數(shù)據(jù)來(lái)自于上海市統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站，分析了2005—2011年我國(guó)人民幣匯率、上海市進(jìn)口額占進(jìn)出口總額的比例和出口額占進(jìn)出口總額比例。根據(jù)J曲線效應(yīng)理論分析，因?yàn)?005—2008年處于J曲線效應(yīng)，其具有時(shí)滯性，該區(qū)間數(shù)據(jù)不作為分析樣本數(shù)據(jù)，故本文選取了2008年上海市的進(jìn)出口數(shù)據(jù)值為樣本初始值，樣本長(zhǎng)度為2008—2011年上海市進(jìn)出口額數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)略)。

數(shù)據(jù)處理

篇（6）

一、引言

（一）研究背景

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

圖1 我國(guó)出口貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

圖2 我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易方式變遷圖

數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2009年

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

（二）相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1、國(guó)外相關(guān)研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結(jié)果表明匯率波動(dòng)與進(jìn)出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運(yùn)用橫截面數(shù)據(jù)證明了匯率上升抑制了亞洲國(guó)家的出口貿(mào)易；Sauer和Bohara（2001）發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的出口貿(mào)易有很大的負(fù)面影響，尤其對(duì)于拉美國(guó)家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發(fā)現(xiàn)匯率對(duì)貿(mào)易量有促進(jìn)作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)與瑞典、英國(guó)、荷蘭的出口具有正向相關(guān)性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協(xié)整與誤差修正模型等方法發(fā)現(xiàn)，匯率波動(dòng)對(duì)愛(ài)爾蘭的出口產(chǎn)生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結(jié)果卻顯示匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易沒(méi)有顯著影響。

2、國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

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

另一方面，吳玉蘭（2008）根據(jù)1985～2006年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析法研究了人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)加工貿(mào)易的影響。結(jié)果表明， 人民幣升值使得加工貿(mào)易進(jìn)口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數(shù)據(jù)，采用兩階段最小二乘法，對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率是影響中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的重要因素，實(shí)際有效匯率下降會(huì)刺激出口增加、進(jìn)口減少。這里特別強(qiáng)調(diào)一點(diǎn)，李建偉和余明還討論了人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和與一般貿(mào)易出口、進(jìn)口的關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率與加工貿(mào)易出口、進(jìn)口和一般貿(mào)易出口、進(jìn)口存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

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

（一）數(shù)據(jù)選取

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

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

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

（三）協(xié)整分析

由于五個(gè)時(shí)間序列均是二階單整的，故可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1、LJEX 和LREER

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

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

2、LJIM 和LREER

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

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

3、LYEX 和LREER

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

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

4、LYIM 和LREER

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

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

（四） ARMA模型估計(jì)

1、LJEX 和LREER

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

篇（7）

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

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

1隱含能測(cè)算的文獻(xiàn)綜述

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

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

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

1.2自行改進(jìn)和編制中國(guó)非競(jìng)爭(zhēng)型10表

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

1.3采用國(guó)際組織編制的中國(guó)非競(jìng)爭(zhēng)型IO表

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

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

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

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

1.4對(duì)使用10表計(jì)算進(jìn)口隱含能時(shí)的處理

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

第一種，用中國(guó)的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)代替貿(mào)易伙伴國(guó)的相關(guān)指標(biāo)。這種方法的理論基礎(chǔ)是投入產(chǎn)出分析中的技術(shù)同質(zhì)性假設(shè)，即假設(shè)中國(guó)從國(guó)外進(jìn)口商品的能耗水平、生產(chǎn)方式與技術(shù)水平同中國(guó)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(guó)的直接能耗系數(shù)和完全需求系數(shù)代替貿(mào)易伙伴國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)。作為目前測(cè)算隱含能時(shí)最簡(jiǎn)單的方法，其合理性在于實(shí)際上是以中國(guó)當(dāng)前的技術(shù)水平生產(chǎn)與進(jìn)口數(shù)量相同的產(chǎn)品時(shí)所需要耗費(fèi)的隱含能水平，或者說(shuō)是由于從國(guó)外進(jìn)口而節(jié)省的隱含能。但其不足之處也同樣明顯，一方面中國(guó)的技術(shù)水平與發(fā)達(dá)國(guó)家相比存在一定差距，另一方面中國(guó)在能源利用效率上的水平與發(fā)達(dá)國(guó)家相比存在明顯差距，在這種背景下使用基于技術(shù)同質(zhì)性假設(shè)的中國(guó)數(shù)據(jù)替代，會(huì)出現(xiàn)對(duì)進(jìn)口隱含能水平的高估。

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

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

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

2模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

2.1使用中國(guó)IO表的出口隱含能測(cè)算模型的構(gòu)建

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

（1）

此處的EEX表示中國(guó)出口隱含能水平，單位是萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤；e是一個(gè)1×n矩陣，其矩陣元素ei表示中國(guó)i行業(yè)的直接能耗系數(shù)，其單位是萬(wàn)t標(biāo)準(zhǔn)煤/萬(wàn)元；（I-A）-1則表示根據(jù)中國(guó)IO表得出的完全需求系數(shù)；EX是表示中國(guó)出口水平的n×1矩陣，單位是萬(wàn)元；M為進(jìn)口系數(shù)矩陣，它是一個(gè)n×n的對(duì)角矩陣，其對(duì)角線上的元素mij根據(jù)“按固定比例進(jìn)行分配”假設(shè)的要求可以表示為：

（2）

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

（3）

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

2.2使用中國(guó)IO表的進(jìn)口隱含能測(cè)算模型的構(gòu)建

2.2.1中國(guó)進(jìn)口的真實(shí)構(gòu)成

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

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

2.2.2使用中國(guó)IO表的進(jìn)口隱含能測(cè)算模型的構(gòu)建

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

（4）

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

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

（5）

（6）

（7）

其中來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)口總額為歷年中國(guó)自上述發(fā)達(dá)國(guó)家各國(guó)別進(jìn)口的合計(jì)，來(lái)自發(fā)展中國(guó)家進(jìn)口總額為中國(guó)自世界進(jìn)口總額扣除來(lái)自34個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家后的余額。

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

NEE=EEX-EEM （8）

2.3數(shù)據(jù)來(lái)源與技術(shù)處理

2.3.1IO表來(lái)源與處理

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

2.3.2能源消耗數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

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

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

（9）

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

2.3.3貿(mào)易來(lái)源數(shù)據(jù)與處理

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

3實(shí)證結(jié)果與數(shù)據(jù)分析

3.1中國(guó)出口隱含能總量的分析

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

3.2中國(guó)進(jìn)口隱含能總量的分析

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

3.3中國(guó)貿(mào)易隱含能凈值的分析

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

3.4中國(guó)各行業(yè)貿(mào)易隱含能凈值的對(duì)比分析

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

4結(jié)論和建議

篇（8）

中圖分類號(hào):F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1007-4392(2009）03-0010-04

一､引言

伴隨著中國(guó)產(chǎn)品的大量出口，中國(guó)的貿(mào)易盈余持續(xù)擴(kuò)大，外匯儲(chǔ)備快速增長(zhǎng)，人民幣匯率問(wèn)題越來(lái)越成為世界范圍內(nèi)關(guān)注的話題。在學(xué)術(shù)界人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的影響并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)，盡管多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際匯率升值將顯著減少中國(guó)的對(duì)外出口，但是關(guān)于人民幣實(shí)際匯率變化對(duì)中國(guó)進(jìn)口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經(jīng)典理論中對(duì)本幣匯率升值將增加本國(guó)對(duì)外進(jìn)口的描述，經(jīng)過(guò)實(shí)證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)的進(jìn)口額不存在顯著影響，另一種觀點(diǎn)認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率升值將顯著減少中國(guó)的進(jìn)口額。

因?yàn)槔碚撆c實(shí)際之間存在著分歧，才構(gòu)成了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)的進(jìn)口效應(yīng)之迷，本篇文章主要關(guān)注的是人民幣匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)的進(jìn)口方面的影響。通過(guò)研究人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口額的影響，來(lái)解釋中國(guó)的進(jìn)口與匯率之間存在的特殊關(guān)系，并從貿(mào)易結(jié)構(gòu)與進(jìn)口產(chǎn)品構(gòu)成的角度做出解釋。本文發(fā)現(xiàn)中國(guó)的進(jìn)口額伴隨著人民幣實(shí)際有效匯率升值而減少，并且進(jìn)口與出口之間存在推動(dòng)關(guān)系，這是由于中國(guó)獨(dú)特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系形成的。在中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，加工貿(mào)易的比重一直超過(guò)50%，而加工貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)并不敏感。同時(shí)在中國(guó)與亞洲特別是東盟國(guó)家的區(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作中，亞洲國(guó)家與中國(guó)的出口商品不再僅僅是針對(duì)海外市場(chǎng)的替代競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，更多的是基于生產(chǎn)價(jià)值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關(guān)系。本文將從以上兩個(gè)角度，分別分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響。

二､計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理

本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻(xiàn)中所使用的進(jìn)口方程模型的基礎(chǔ)上改進(jìn)的模型。模型采用了對(duì)數(shù)形式，利用對(duì)數(shù)形式并且加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。同時(shí)在模型中對(duì)數(shù)形式下可直接取得實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口額的影響，在保證了原模型主體的基礎(chǔ)上對(duì)模型進(jìn)行了調(diào)整，去掉了原模型中的某些控制變量。

ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt

mt表示中國(guó)的進(jìn)口額，reert表示人民幣的實(shí)際有效匯率，yt表示中國(guó)國(guó)內(nèi)的市場(chǎng)需求，t表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

選取的數(shù)據(jù)是由1995年1月至2006年12月的數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較長(zhǎng)，必須考慮期間中可能出現(xiàn)的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)因素。本文將所有數(shù)據(jù)分為兩個(gè)時(shí)間段，第一個(gè)時(shí)間段為1995年1月-2001年12月，第二個(gè)時(shí)間段為2002年1月-2006年12月。對(duì)數(shù)據(jù)劃分為以上兩個(gè)時(shí)間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿(mào)易組織（WTO）審議通過(guò)了中國(guó)加入世界貿(mào)易組織的申請(qǐng)。考慮到中國(guó)在正式成為WTO成員國(guó)前，在出口方面面臨著其它WTO成員國(guó)的貿(mào)易壁壘，同時(shí)中國(guó)自身也存在著對(duì)本國(guó)的進(jìn)口限制，這種狀況在中國(guó)加入WTO后得到了逐漸的改善，因此以中國(guó)加入WTO的時(shí)間點(diǎn)將整個(gè)數(shù)據(jù)分成兩段分別進(jìn)行回歸。

為了精確的估算實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口額的影響，考慮到中國(guó)獨(dú)特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)和進(jìn)口結(jié)構(gòu)，將進(jìn)口額區(qū)分為一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行分析?；跀?shù)據(jù)模型對(duì)1995年1月-2001年12月期間的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸，對(duì)2002年1月-2006年12月期間的進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸分析。

在數(shù)據(jù)處理方面，采用經(jīng)過(guò)CPI平減與季度調(diào)整的中國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額月度數(shù)據(jù)。采用國(guó)際清算銀行的實(shí)際有效匯率指數(shù)，核算中國(guó)月度的實(shí)際有效匯率。采用經(jīng)過(guò)CPI平減與季度調(diào)整的中國(guó)工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)。

三､模型計(jì)算結(jié)果

對(duì)1995年1月-2006年12月整個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析，估算時(shí)間段中人民幣實(shí)際匯率對(duì)中國(guó)進(jìn)口總額以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響見(jiàn)表1，整體的樣本區(qū)間的回歸可能存在結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實(shí)際有效匯率升值將減少中國(guó)的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額，而一般貿(mào)易進(jìn)口對(duì)匯率變動(dòng)更為敏感。

選取樣本區(qū)間為1995年1月-2001年12月，分別對(duì)進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行分析，結(jié)果見(jiàn)表2。在樣本范圍內(nèi)，估算實(shí)際有效匯率每升值1%，進(jìn)口總額將減少0.941%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少2.952%。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求每增長(zhǎng)1%，進(jìn)口總額將增加1.255%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將增加1.157%，一般貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)匯率波動(dòng)較總進(jìn)口額更為敏感。

選取樣本區(qū)間為2002年1月-2006年12月，分別對(duì)進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表3。在樣本區(qū)間內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，進(jìn)口總額減少1.054%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少1.783%，而實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口的影響不顯著。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求每增長(zhǎng)1%，進(jìn)口總額增長(zhǎng)0.857%，一般貿(mào)易進(jìn)口額增長(zhǎng) 0.68%，加工貿(mào)易進(jìn)口額增長(zhǎng)1.023%。

自2002年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以后，中國(guó)的進(jìn)口總額對(duì)實(shí)際有效匯率變動(dòng)表現(xiàn)的更為敏感，而一般貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)實(shí)際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計(jì)算發(fā)現(xiàn)人民幣匯率的實(shí)際升值將導(dǎo)致中國(guó)進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額的減少，而對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響則并不顯著。

四､對(duì)回歸結(jié)果的解釋

通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少，中國(guó)一般貿(mào)易進(jìn)口額對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)更敏感，與之相對(duì)的是中國(guó)的加工貿(mào)易進(jìn)口額基本不受人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響。

分析中國(guó)進(jìn)口的貿(mào)易方式構(gòu)成，見(jiàn)表4，中國(guó)進(jìn)口商品主要由兩部分構(gòu)成，一是加工貿(mào)易進(jìn)口，二是一般貿(mào)易進(jìn)口。以2007年進(jìn)口數(shù)據(jù)為例，2007年加工貿(mào)易進(jìn)口額占進(jìn)口總額的46%，而一般貿(mào)易與其他項(xiàng)目一共占進(jìn)口總額的54%。因?yàn)橹袊?guó)進(jìn)口額的這種特別構(gòu)成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)口額以及一般貿(mào)易與其他進(jìn)口額的影響。

(一)人民幣匯率升值對(duì)加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響

人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響并不顯著。加工貿(mào)易一直在中國(guó)對(duì)外貿(mào)易方式中占據(jù)相當(dāng)重要的地位。歷年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，加工貿(mào)易出口基本占據(jù)了中國(guó)總出口額50%以上的比重，見(jiàn)表5。造成這種現(xiàn)象的原因一是自改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)政府多年來(lái)始終堅(jiān)持發(fā)展以出口為導(dǎo)向的外向型經(jīng)濟(jì);二是來(lái)源于經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展所導(dǎo)致的生產(chǎn)專業(yè)化和新的國(guó)際分工布局的基本完成。中國(guó)來(lái)自加工貿(mào)易的進(jìn)口額對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的不敏感與全球范圍內(nèi)的國(guó)際生產(chǎn)布局的完成有關(guān)。

加工貿(mào)易不同于一般貿(mào)易的最大的特點(diǎn)是加工貿(mào)易出口市場(chǎng)的相對(duì)固定性，而這種出口市場(chǎng)的相對(duì)固定性來(lái)源于國(guó)際分工基本格局的要求。應(yīng)國(guó)際化分工的發(fā)展和生產(chǎn)布局的要求，中國(guó)從事加工貿(mào)易出口的制造業(yè)企業(yè)已經(jīng)進(jìn)入跨國(guó)公司生產(chǎn)的價(jià)值鏈。在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，跨國(guó)公司的國(guó)際分工體系決定了中國(guó)目前多數(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段仍然是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)與裝配，而這種已經(jīng)形成的生產(chǎn)布局不可能在短期內(nèi)發(fā)生根本性的變動(dòng)。跨國(guó)公司站在全球的角度，對(duì)產(chǎn)品生產(chǎn)與裝配階段的成本變動(dòng)進(jìn)行調(diào)控，而來(lái)自中國(guó)的出口成本的上升將被其他價(jià)值鏈下游生產(chǎn)加工階段所吸收，因此即使面對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率小幅升值，跨國(guó)公司扔不會(huì)調(diào)整其國(guó)際生產(chǎn)布局與生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。因此人民幣近年來(lái)實(shí)際匯率的緩慢升值無(wú)法從本質(zhì)上影響中國(guó)的加工貿(mào)易進(jìn)口與加工貿(mào)易出口額，從加工貿(mào)易角度看人民幣匯率升值無(wú)法有效減少中國(guó)來(lái)自于加工貿(mào)易的貿(mào)易盈余。

(二)人民幣實(shí)際有效匯率升值對(duì)一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目進(jìn)口額的影響

通過(guò)對(duì)前面模型的分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將顯著減少一般貿(mào)易以及其他項(xiàng)目的進(jìn)口額。造成這種現(xiàn)象的原因在于中國(guó)與其他亞洲國(guó)家的區(qū)域貿(mào)易模式，而決定中國(guó)與亞洲各國(guó)家區(qū)域貿(mào)易模式的根源在于中國(guó)在整個(gè)國(guó)際化生產(chǎn)布局中所處的位置。在研究了近年來(lái)中國(guó)與不同國(guó)家地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的數(shù)據(jù)后，我們發(fā)現(xiàn)中國(guó)在對(duì)外貿(mào)易方面，自2002年至今的中國(guó)一方面從歐洲，美國(guó)賺取巨額的貿(mào)易順差，另一方面又對(duì)亞洲其他國(guó)家輸出巨額的貿(mào)易逆差，見(jiàn)圖1。

伴隨著中國(guó)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)逐漸向價(jià)值鏈的上游轉(zhuǎn)移以及“世界工廠”地位的確立，中國(guó)的對(duì)外出口與亞洲國(guó)家的對(duì)外出口已經(jīng)不再是簡(jiǎn)單的競(jìng)爭(zhēng)替代關(guān)系，而是逐漸轉(zhuǎn)化為分工合作關(guān)系。中國(guó)與亞洲各國(guó)間的區(qū)域貿(mào)易模式是由中國(guó)在整個(gè)制造業(yè)生產(chǎn)價(jià)值鏈中的地位而決定的。中國(guó)將廣大亞洲地區(qū)國(guó)家作為原料進(jìn)口的來(lái)源地，主要進(jìn)口能源､原材料､半成品､零部件､機(jī)器設(shè)備等，通過(guò)在本國(guó)加工裝配后再出口給歐美市場(chǎng)，這也是中國(guó)與亞洲地區(qū)國(guó)家主要的區(qū)域貿(mào)易模式。

總體看來(lái)中國(guó)向歐洲美國(guó)的出口與向亞洲國(guó)家的進(jìn)口同時(shí)存在，這一現(xiàn)象由中國(guó)在產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈中的位置決定，中國(guó)由亞洲國(guó)家進(jìn)口原材料和初級(jí)產(chǎn)品，在本國(guó)內(nèi)進(jìn)行加工生產(chǎn)，最后出口到歐洲和美國(guó)的市場(chǎng)。伴隨著人民幣實(shí)際有效匯率的升值，中國(guó)對(duì)歐洲美國(guó)的出口將明顯的減少，由于中國(guó)對(duì)外出口的急劇減少，與這部分出口生產(chǎn)相關(guān)的中國(guó)對(duì)亞洲和其他國(guó)家燃料､原料､以及機(jī)器運(yùn)輸設(shè)備等產(chǎn)品的進(jìn)口需求也將相對(duì)減少，通過(guò)這個(gè)途徑，我們將中國(guó)的對(duì)外出口與對(duì)內(nèi)進(jìn)口聯(lián)系在一起，表現(xiàn)為中國(guó)出口對(duì)進(jìn)口的推動(dòng)作用。人民幣匯率升值通過(guò)影響中國(guó)的對(duì)外出口，間接影響中國(guó)的進(jìn)口額，進(jìn)口伴隨著實(shí)際有效匯率升值而減少。

最后需要指出的是，伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場(chǎng)化程度的不斷深化，人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)將對(duì)中國(guó)的進(jìn)口以及出口產(chǎn)生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實(shí)際有效匯率升值將同時(shí)減少中國(guó)的進(jìn)口與出口額，單純依靠人民幣匯率調(diào)整并不能有效影響加工貿(mào)易帶來(lái)的貿(mào)易順差，而人民幣匯率調(diào)整對(duì)中國(guó)整體貿(mào)易盈余的影響則有待于進(jìn)一步的研究。

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一、文獻(xiàn)回顧

按照主體的不同，對(duì)國(guó)際投資和國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系的研究可以分為兩大類。一類以東道國(guó)為主體，研究東道國(guó)外來(lái)投資和對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系。這種研究除了母國(guó)和東道國(guó)之外涉及到第三國(guó)，投資和貿(mào)易之間的關(guān)系也相對(duì)疏松。另一類以母國(guó)為主體，研究母國(guó)對(duì)東道國(guó)投資與兩國(guó)貿(mào)易之間的關(guān)系。在此只涉及母國(guó)和東道國(guó)，投資與貿(mào)易之間的關(guān)系相對(duì)密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國(guó)際投資指對(duì)外直接投資，即fdi。

首先對(duì)國(guó)際投資與貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究的是1999年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主mundell(1957)。mundell的研究以標(biāo)準(zhǔn)的古典國(guó)際貿(mào)易模型為基礎(chǔ)，通過(guò)嚴(yán)格的假定，得出了國(guó)際投資替代國(guó)際貿(mào)易的結(jié)論。在隨后的60年代，又有學(xué)者的研究支持了投資替代貿(mào)易的結(jié)論，其中較著名的是vernon(1966)的產(chǎn)品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿(mào)易只是一種轉(zhuǎn)化關(guān)系，只有在投資提早發(fā)生的情況下，才發(fā)生投資對(duì)貿(mào)易的替代，而在技術(shù)進(jìn)步日益加快的條件下，新產(chǎn)品的生命周期不斷縮短，因此國(guó)際投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的替代越來(lái)越明顯。另一個(gè)研究來(lái)自于johnson(1967)。johnson認(rèn)為，關(guān)稅導(dǎo)致的對(duì)外投資使不具有比較優(yōu)勢(shì)的進(jìn)口替代部門(mén)獲得了發(fā)展，因此減少了對(duì)外貿(mào)易量。

70年代開(kāi)始出現(xiàn)投資和貿(mào)易具有互補(bǔ)性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產(chǎn)要素流動(dòng)和商品貿(mào)易可能既有替代關(guān)系也有互補(bǔ)關(guān)系。這一時(shí)期最著名的論著來(lái)自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強(qiáng)調(diào)國(guó)際分工的重要性，將對(duì)外投資和貿(mào)易統(tǒng)一在國(guó)際分工的基礎(chǔ)上，指出國(guó)際投資不是簡(jiǎn)單的資本流動(dòng)而是包括資本、技術(shù)、管理方式和人力資本的總體轉(zhuǎn)移。因此，對(duì)外投資應(yīng)從本國(guó)處于比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，這就是本文所談邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略的理論基礎(chǔ)。按照小島清的理論，國(guó)際投資一方面可以通過(guò)相近水平的技術(shù)轉(zhuǎn)移把東道國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)發(fā)掘出來(lái)，另一方面使母國(guó)集中資源開(kāi)發(fā)新的技術(shù)并形成新的產(chǎn)業(yè)，因此將會(huì)擴(kuò)大兩國(guó)的貿(mào)易。

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

90年代的研究延續(xù)了80年代的趨勢(shì)。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進(jìn)一步證實(shí)了上述lipsey和weiss(1981)的結(jié)論，他們重點(diǎn)研究了美國(guó)80年代以來(lái)的情況，發(fā)現(xiàn)在整個(gè)時(shí)間跨度中出口與fdi一直保持著正相關(guān)關(guān)系。隨后gramham(1996)的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)。pattie(1994)根據(jù)對(duì)外投資的動(dòng)機(jī)不同將fdi分為市場(chǎng)導(dǎo)向型、生產(chǎn)導(dǎo)向型和貿(mào)易促進(jìn)型3類，認(rèn)為只有市場(chǎng)導(dǎo)向型fdi容易替代對(duì)外貿(mào)易，而后兩種類型投資則增加貿(mào)易。gray(1998)的研究得出了近似的結(jié)論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)它們之間具有雙向的因果關(guān)系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個(gè)世界上最大引資國(guó)的出口和fdi的關(guān)系，其中有4個(gè)國(guó)家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個(gè)國(guó)家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國(guó)顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關(guān)系。與此同時(shí)，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國(guó)際投資與國(guó)際貿(mào)易之間存在高度的相關(guān)性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結(jié)論，即在東道國(guó)存在貿(mào)易保護(hù)的情況下，fdi會(huì)替代母國(guó)的出口貿(mào)易。

2000年以后的研究以大量具體的實(shí)證研究為特征，且研究結(jié)果以fd!與貿(mào)易之間具有互補(bǔ)關(guān)系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國(guó)對(duì)外投資不是進(jìn)出口變化的原因，對(duì)外投資對(duì)貿(mào)易總額的影響不明顯，而項(xiàng)本武(2005)得出的“中國(guó)對(duì)外投資是出口創(chuàng)造性和進(jìn)口替代型”的結(jié)論對(duì)此給予了解釋。王洪亮和徐霞(2003)證明了日本對(duì)華直接投資和中日貿(mào)易之間的確存在著長(zhǎng)期的互補(bǔ)關(guān)系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關(guān)系，但fdi和進(jìn)口僅有單向的因果關(guān)系。王洪慶、張浩和朱榮林(2004)的研究表明，美國(guó)在華投資與對(duì)中國(guó)總進(jìn)口、工業(yè)品進(jìn)口之間存在雙向的因果關(guān)系，與工業(yè)品出口之間存在單向的因果關(guān)系，投資與出口以及中美的初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口之間均不存在因果關(guān)系。同時(shí)，王洪慶和朱榮林(2004)的研究表明，東盟對(duì)華直接投資積極地推動(dòng)了中國(guó)與東盟貿(mào)易的發(fā)展，且投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率較高。李保明和劉震濤(2004)的實(shí)證結(jié)果顯示，兩岸貿(mào)易總額、大陸進(jìn)口和出口均表現(xiàn)出關(guān)于臺(tái)商投資的顯著正相關(guān)性，這說(shuō)明臺(tái)商投資對(duì)兩岸貿(mào)易具有顯著的促進(jìn)作用。此外，stone和jeon(2000)研究認(rèn)為貿(mào)易與海外直接投資之間為互補(bǔ)關(guān)系，且兩者之間貿(mào)易更傾向于為主導(dǎo)因素；韓國(guó)學(xué)者lim和moon(2001)證明，當(dāng)發(fā)達(dá)國(guó)家向不發(fā)達(dá)國(guó)家投資，而投資是新設(shè)立的或者投資產(chǎn)業(yè)在母國(guó)是夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè)時(shí)，fdi和貿(mào)易之間是正相關(guān)關(guān)系；blonigen(2001)深入到產(chǎn)品層次進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易和fdi之間既有替代也有互補(bǔ)的關(guān)系，而且替代效應(yīng)的發(fā)生不是逐步的，而是短時(shí)間急劇變化的。

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

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

二戰(zhàn)以后至20世紀(jì)60年代，通過(guò)美國(guó)的幫助和自身的經(jīng)濟(jì)改革，日本經(jīng)濟(jì)得以恢復(fù)并實(shí)現(xiàn)了高速增長(zhǎng)。而正是在60年代以后，很多東亞國(guó)家和地區(qū)(主要是亞洲“四小”、東盟四國(guó)和中國(guó))紛紛實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)起飛和長(zhǎng)期快速發(fā)展，使東亞地區(qū)成為了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的熱點(diǎn)，以至于使人將這種發(fā)展?fàn)顟B(tài)稱為“東亞奇跡”。很久以來(lái)，對(duì)“東亞奇跡”的研究存在著大量的各種形式的成果。在這些成果中，我們不難發(fā)現(xiàn)兩個(gè)最受人關(guān)注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過(guò)這兩種模式的論述，可以發(fā)現(xiàn)，先期發(fā)展起來(lái)的日本對(duì)上述東亞國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國(guó)家和地區(qū)對(duì)日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的借鑒和模仿，因而東亞模式被認(rèn)為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時(shí)東亞模式更多地強(qiáng)調(diào)了貿(mào)易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本與這些東亞國(guó)家或地區(qū)的國(guó)際分工關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了日本對(duì)這些國(guó)家和地區(qū)的投資(尤指直接投資)的重要性。所以，東亞模式和雁行模式的研究都說(shuō)明了日本與這些東亞國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系在“東亞奇跡”中的關(guān)鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對(duì)東亞國(guó)家或地區(qū)的投資和貿(mào)易之間的關(guān)系反映了東亞模式和雁行模式的本質(zhì)聯(lián)系。

如上所述，本文采用的作為日本投資和貿(mào)易對(duì)象的東亞國(guó)家和地區(qū)是亞洲“四小”、東盟四國(guó)和中國(guó)，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國(guó)家或地區(qū)與日本有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，因此也具有更好的代表性。在此不再對(duì)日本與這些國(guó)家或地區(qū)的雙邊關(guān)系下的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述，而是對(duì)日本與這些國(guó)家和地區(qū)的總體之間的數(shù)據(jù)及其表示的關(guān)系進(jìn)行研究。這是因?yàn)?，東亞作為一個(gè)密切聯(lián)系的整體，日本與這些國(guó)家和地區(qū)的雙邊經(jīng)濟(jì)聯(lián)系往往會(huì)延伸到第三方，在此意義下，單獨(dú)描述日本與一方的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并不比描述日本對(duì)其他東亞國(guó)家和地區(qū)的總體的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系有更好的解釋力。而且，后者讓我們保持了與后面研究的連貫性。

圖1顯示了日本對(duì)上述東亞國(guó)家和地區(qū)的投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)自1965—2003年的變化趨勢(shì)。不難看出，無(wú)論投資、出口和進(jìn)口都保持了長(zhǎng)期快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。同時(shí)，圖1也顯示了投資和貿(mào)易(出口和進(jìn)口)之間很好的相關(guān)性，但是這種相關(guān)性只延續(xù)到1997年。1997年對(duì)3種數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)都是一個(gè)波峰，相對(duì)于1997年，這3種數(shù)據(jù)在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進(jìn)口狀況在短期內(nèi)得到恢復(fù)，而投資始終(截至2003年)沒(méi)有恢復(fù)到1997年的水平。我們知道，1997年發(fā)生了舉世聞名的東亞金融危機(jī)，因此不難理解，日本的投資戰(zhàn)略發(fā)生了重大調(diào)整，使相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，這在后面的檢驗(yàn)中也得到了證明。

三、數(shù)據(jù)分析和模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

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

(二)斷點(diǎn)檢驗(yàn)

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

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

(三)單位根檢驗(yàn)

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

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

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

（四）模型設(shè)定

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

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，可以認(rèn)為有關(guān)投資(fdi)、出口(ex)和進(jìn)口(1m)的預(yù)測(cè)信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列中。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的原理是判斷某些變量的信息是否能改進(jìn)對(duì)其他變量的預(yù)測(cè)，具體到本文，即為檢驗(yàn)過(guò)去的投資、出口或進(jìn)口是否會(huì)對(duì)未來(lái)的出口、進(jìn)口或投資有影響?？梢酝ㄟ^(guò)估計(jì)var模型來(lái)實(shí)現(xiàn)這一目的。對(duì)于本文的研究，有兩種var模型可供選用：一種是直接表示投資與出口或投資與進(jìn)口的關(guān)系的兩變量的var模型；另一種是在考慮到另一變量影響的條件下綜合反映兩變量(投資與出口或投資與進(jìn)口)關(guān)系的三變量的var模型。筆者認(rèn)為，在考慮到其他變量影響的條件下來(lái)考察兩個(gè)變量的關(guān)系更加符合本文研究的實(shí)際。因此，本文模型設(shè)定如下：

    其中，fdi、ex、im分別代表日本對(duì)東亞的投資、出口和進(jìn)口，α、β、γ為不同變量的系數(shù)，u1t、u2t、u3t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，t表示時(shí)間。檢驗(yàn)投資對(duì)出口是否具有格蘭杰因果關(guān)系，即檢驗(yàn)β1i和β2i是否全不顯著；檢驗(yàn)投資對(duì)進(jìn)口是否存在格蘭杰因果關(guān)系，即是檢驗(yàn)γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗(yàn)日本對(duì)東亞出口和進(jìn)口之間是否存在因果關(guān)系，但這不是本文的主要研究對(duì)象，因此只做附帶性的考察。

四、經(jīng)驗(yàn)結(jié)果及相關(guān)分析

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

 

由日本對(duì)東亞的投資、出口和進(jìn)口組成的var模型的最優(yōu)滯后階為6。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)行var模型的參數(shù)估計(jì)。同樣基于篇幅的考慮，估計(jì)結(jié)果不再列出。下面，我們對(duì)var模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行f檢驗(yàn)，即得到如下格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表3)。

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

此外，通過(guò)表3還可以發(fā)現(xiàn)，出口是進(jìn)口的原因，但進(jìn)口不是出口的原因，出口對(duì)進(jìn)口具有單向的因果關(guān)系。這并非是本文關(guān)注的問(wèn)題，但與此相關(guān)有一個(gè)問(wèn)題值得關(guān)注和解釋：出口是進(jìn)口的原因，進(jìn)口是投資的原因，那么是否能推論出出口也是投資的原因，如果能如此推論，則和前面得出的結(jié)論相矛盾。如何對(duì)此給以解釋呢？當(dāng)然，答案是不能做此推論。這是因?yàn)?，與日本對(duì)東亞出口相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對(duì)一些在日本居于相對(duì)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)的具有較高科技含量的產(chǎn)品的進(jìn)口，這部分進(jìn)口構(gòu)成日本出口生產(chǎn)要素的需求；而與日本對(duì)東亞投資相關(guān)聯(lián)的進(jìn)口是對(duì)一些在日本居于邊際優(yōu)勢(shì)(即相對(duì)劣勢(shì))產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品進(jìn)口，這些產(chǎn)業(yè)盡管在日本有需求但由于生產(chǎn)成本或經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整等因素而無(wú)法生產(chǎn)，因而構(gòu)成了對(duì)外投資。所以，出口推動(dòng)的進(jìn)口和推動(dòng)投資的進(jìn)口不具有相同的內(nèi)容，因此上述推論不成立。但是，這個(gè)不成立的推論更深刻地說(shuō)明了本文研究的邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略下日本對(duì)東亞投資與出口和進(jìn)口之間的關(guān)系。

五、結(jié)論和相關(guān)研究展望

本文的研究證明，在邊際優(yōu)勢(shì)戰(zhàn)略下，對(duì)外投資與本國(guó)出口和進(jìn)口之間存在如下關(guān)系：(1)對(duì)外投資推動(dòng)本國(guó)出口的增加，本國(guó)出口對(duì)本國(guó)對(duì)外投資沒(méi)有作用或作用不明顯；(2)對(duì)外投資推動(dòng)本國(guó)進(jìn)口的增加，本國(guó)進(jìn)口同樣推動(dòng)本國(guó)對(duì)外投資的增加；投資與進(jìn)口的關(guān)系相對(duì)于投資與出口的關(guān)系更加密切。

篇（10）

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

一、引言

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

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

二、中菲香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)分析

（一）中菲香蕉貿(mào)易數(shù)據(jù)概述

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

從表中可看出，中方匯報(bào)的數(shù)據(jù)一直大于菲方數(shù)據(jù)1萬(wàn)噸以上，這個(gè)差值于2006年達(dá)到一個(gè)小高峰17萬(wàn)噸。但是在2013和2014年，差值大幅逆轉(zhuǎn)，菲方數(shù)據(jù)比中方數(shù)據(jù)多1萬(wàn)噸～2萬(wàn)噸。更為戲劇性的轉(zhuǎn)變是2015年，中方數(shù)據(jù)再次高過(guò)菲方數(shù)據(jù)，并達(dá)到近16年來(lái)最大差值35.7萬(wàn)噸。這樣的數(shù)據(jù)差異可能有兩種主要原因，一種是中菲統(tǒng)計(jì)香蕉的方法不一樣，中方統(tǒng)計(jì)的香蕉貿(mào)易值可能包含了香蕉加工品和香蕉種植物，而菲方可能只匯報(bào)了新鮮香蕉的貿(mào)易。另一種可能是中國(guó)或者菲律賓或者兩國(guó)都出于其他復(fù)雜的原因虛報(bào)了香蕉貿(mào)易量。

（二） 菲律賓香蕉出口狀況

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

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

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

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

（三）中國(guó)的香蕉進(jìn)口狀況

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

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

（四）數(shù)據(jù)可靠性初步判斷

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

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

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

三、中國(guó)政策與菲律賓香蕉貿(mào)易的實(shí)證分析

（一）模型建立及數(shù)據(jù)來(lái)源

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

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

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

（二）實(shí)證分析

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

四、總結(jié)

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

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