進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)精選(九篇)

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第1篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

關(guān)鍵詞：進(jìn)口貿(mào)易；固定效應(yīng)模型；企業(yè)就業(yè)

中圖分類號(hào)：F752.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2015）04-0016-02

一、引言及文獻(xiàn)述評(píng)

長(zhǎng)期以來(lái)，就業(yè)問(wèn)題一直是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題，伴隨著近年來(lái)中國(guó)人口紅利的逐步消退，勞動(dòng)力市場(chǎng)突顯“用工荒”與“就業(yè)難”并存的結(jié)構(gòu)性失衡現(xiàn)象，探究勞動(dòng)力需求和結(jié)構(gòu)扭曲等問(wèn)題的解決途徑成為相關(guān)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。在促進(jìn)和改善就業(yè)問(wèn)題的研究中，對(duì)外貿(mào)易始終扮演著重要的角色，而現(xiàn)有大量理論與經(jīng)驗(yàn)研究均系統(tǒng)分析了出口貿(mào)易對(duì)于國(guó)內(nèi)就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)改善的促進(jìn)作用，分別從國(guó)家、行業(yè)、企業(yè)及個(gè)體等層面論證了出口、貿(mào)易自由化等對(duì)于就業(yè)增長(zhǎng)的作用機(jī)制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿(mào)易增加了不同職業(yè)的勞動(dòng)需求，有利于促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)及技能和性別結(jié)構(gòu)的改善，且隨著貿(mào)易自由化程度的提高，貿(mào)易自由化可以通過(guò)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有效促進(jìn)服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)增長(zhǎng)加快，在少數(shù)基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)、研究企業(yè)就業(yè)變化的文獻(xiàn)中，梁永強(qiáng)（2010）發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面FDI流入對(duì)就業(yè)水平促進(jìn)作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業(yè)數(shù)據(jù)研究匯率變動(dòng)對(duì)中國(guó)制造業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動(dòng)會(huì)通過(guò)出口收益渠道和進(jìn)口成本渠道影響就業(yè)水平；席艷樂(lè)等（2015a，2015b）分別利用關(guān)稅數(shù)據(jù)與投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，研究企業(yè)就業(yè)的二元邊際及企業(yè)勞動(dòng)力需求彈性的變動(dòng)，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化促使了低生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)損失和高生產(chǎn)率企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造。

然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿(mào)易層面，對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)探討略顯不足。事實(shí)上，作為影響就業(yè)問(wèn)題的一個(gè)重要方面，進(jìn)口對(duì)就業(yè)的貢獻(xiàn)和重要意義同樣是功不可沒(méi)。加入WTO以來(lái)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易迅猛發(fā)展、規(guī)模不斷擴(kuò)大，進(jìn)口貿(mào)易總額13年內(nèi)從2千億美元增長(zhǎng)到1.95萬(wàn)億美元，占據(jù)了貿(mào)易總量的45.6%。同時(shí)，隨著進(jìn)口貿(mào)易的迅猛發(fā)展和國(guó)際垂直化分工的深化，中間投入品進(jìn)口占比亦呈上升趨勢(shì)。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易與就業(yè)關(guān)系的探討、基于企業(yè)異質(zhì)性假說(shuō)細(xì)化到企業(yè)層面的相關(guān)研究更為匱乏，并且缺少對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的種類、規(guī)模、強(qiáng)度以及企業(yè)就業(yè)數(shù)量的多層次、多維度劃分，進(jìn)而也缺乏針對(duì)進(jìn)口貿(mào)易作用于企業(yè)就業(yè)的系統(tǒng)研究。

基于上述理論與現(xiàn)實(shí)背景，本文立足于2000-2006年的中國(guó)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)（Fixed Effects，F(xiàn)E）模型，系統(tǒng)研究企業(yè)是否進(jìn)口及其進(jìn)口規(guī)模、產(chǎn)品種類、進(jìn)口來(lái)源國(guó)等異質(zhì)性特征對(duì)于就業(yè)增長(zhǎng)的影響，最終結(jié)合實(shí)證結(jié)論，為更進(jìn)一步改善就業(yè)、促進(jìn)貿(mào)易政策的調(diào)整與改善提出相關(guān)對(duì)策建議。總體而言，相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文在拓展研究視角及方法改進(jìn)方面有了一定進(jìn)步，首次將進(jìn)口貿(mào)易與企業(yè)就業(yè)結(jié)合起來(lái)，基于貿(mào)易強(qiáng)度、貿(mào)易伙伴國(guó)特征等一系列進(jìn)口差異化特征的拓展分析，對(duì)于更進(jìn)一步分析進(jìn)口影響企業(yè)就業(yè)的作用機(jī)理分析更為明朗，綜合運(yùn)用綜合固定效應(yīng)模型的估計(jì)也使得本文的研究結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。

二、計(jì)量模型與方法

本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構(gòu)造本文的計(jì)量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）

其中，因變量EMPit為企業(yè)i在時(shí)期t的就業(yè)增長(zhǎng)率，反映企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變動(dòng)情況，根據(jù)企業(yè)在特定時(shí)期的雇員人數(shù)的對(duì)數(shù)差分得到；自變量Impit為企業(yè)是否進(jìn)口的二值變量，取值為1則該年實(shí)施了進(jìn)口，可揭示進(jìn)口貿(mào)易行為對(duì)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)的作用方向，反之為0；為衡量部分企業(yè)在參與進(jìn)口貿(mào)易的同時(shí)所采取的出口行為是否對(duì)其就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時(shí)表示該企業(yè)既被觀測(cè)到了進(jìn)動(dòng)，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業(yè)在貿(mào)易強(qiáng)度、進(jìn)口產(chǎn)品種類、進(jìn)口來(lái)源國(guó)數(shù)量以及進(jìn)口貿(mào)易伙伴國(guó)等方面的特征，產(chǎn)品種類根據(jù)細(xì)分的HS-6位產(chǎn)品編碼進(jìn)行劃分得到，進(jìn)口來(lái)源國(guó)數(shù)量基于細(xì)分產(chǎn)品層面上的貿(mào)易特征統(tǒng)計(jì)得到；Yit囊括了企業(yè)層面其他影響就業(yè)規(guī)模的指標(biāo)，如企業(yè)年齡、平均工資、企業(yè)規(guī)模、人均工業(yè)增加值等，其中規(guī)模指標(biāo)即為企業(yè)的人均產(chǎn)出，μit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

具體地，本文在后續(xù)實(shí)證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應(yīng)以及面板隨機(jī)效應(yīng)三種模型對(duì)上式進(jìn)行估計(jì)，最終根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇最優(yōu)的估計(jì)方法。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用的數(shù)據(jù)均源自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配后的數(shù)據(jù)樣本，企業(yè)特征方面的指標(biāo)由中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供，企業(yè)貿(mào)易活動(dòng)相關(guān)特征源于中國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平的劃分源自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。本文采用兩個(gè)大型數(shù)據(jù)庫(kù)相匹配之后得到的嵌套面板數(shù)據(jù)，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業(yè)“電話號(hào)碼+郵編”、企業(yè)名稱兩種方法相結(jié)合的匹配法，最終得到時(shí)間跨度為7年、囊括158478家企業(yè)、447932個(gè)樣本的數(shù)據(jù)集。

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征，較大的企業(yè)就業(yè)規(guī)模充分表明了企業(yè)作為吸納就業(yè)主體的重要作用。而企業(yè)平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業(yè)產(chǎn)出規(guī)模和人均增加值、全要素生產(chǎn)率指標(biāo)表明了企業(yè)整體的績(jī)效狀況，且企業(yè)平均進(jìn)口2種產(chǎn)品，企業(yè)進(jìn)口來(lái)源國(guó)最多達(dá)六十三個(gè)，但進(jìn)口額占企業(yè)銷售額的比重相對(duì)較低。與此同時(shí)，本文也可通過(guò)各種收入水平的國(guó)家的進(jìn)口強(qiáng)度看出，中國(guó)的進(jìn)口仍集中于中高收入國(guó)家，從低收入水平國(guó)家進(jìn)口較少，進(jìn)口貿(mào)易仍依賴于特定的市場(chǎng)。

四、實(shí)證分析結(jié)果

根據(jù)估計(jì)方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數(shù)顯著性與符號(hào)大致相似，同時(shí)Hausman檢驗(yàn)顯示采用固定效模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果更優(yōu)，因此本文主要報(bào)告雙向固定效應(yīng)結(jié)果下的實(shí)證結(jié)論。

表2為通過(guò)逐漸增加回歸變量進(jìn)行分析的結(jié)果。具體地，第一列直觀考察了進(jìn)口對(duì)異質(zhì)性企業(yè)就業(yè)的影響，企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易的行為能夠顯著促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)，相比不進(jìn)口的企業(yè)能夠有4%左右的就業(yè)增長(zhǎng)，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時(shí)，企業(yè)特征方面可以看出，企業(yè)年齡越大、經(jīng)營(yíng)時(shí)間越長(zhǎng)，便能夠擁有越穩(wěn)定的企業(yè)表現(xiàn)和績(jī)效狀況，從而促使就業(yè)規(guī)模緩慢擴(kuò)大；生產(chǎn)率更高的企業(yè)通常在貿(mào)易活動(dòng)中變現(xiàn)越為突出，也有著顯著為正的就業(yè)效應(yīng)；而工資與就業(yè)、人均增加值與就業(yè)之間顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張將會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出遞減、真實(shí)工資降低，反之亦然。

更進(jìn)一步，僅考慮“貿(mào)易狀態(tài)”是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，為了區(qū)別企業(yè)在貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易強(qiáng)度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業(yè)的進(jìn)口強(qiáng)度等指標(biāo)。結(jié)果表明，上述指標(biāo)的顯著性和數(shù)值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應(yīng)模型的無(wú)偏有效性。進(jìn)口來(lái)源國(guó)的數(shù)量與就業(yè)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，或許因?yàn)槠髽I(yè)執(zhí)行“市場(chǎng)多元化”戰(zhàn)略之后，更多的產(chǎn)品進(jìn)口來(lái)源國(guó)能夠顯著降低對(duì)特定國(guó)家產(chǎn)品進(jìn)口的依賴性，從而降低和分散企業(yè)受到國(guó)際市場(chǎng)的沖擊如匯率變動(dòng)、貿(mào)易政策改變等風(fēng)險(xiǎn)而引致的就業(yè)波動(dòng)，促進(jìn)企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)；而進(jìn)口產(chǎn)品種類的增多能夠促進(jìn)就業(yè)增加，說(shuō)明企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)選擇的多元化，體現(xiàn)了企業(yè)參與國(guó)際生產(chǎn)與分工的程度的不斷加深以及企業(yè)在全球價(jià)值鏈環(huán)節(jié)中的重要性的提升；企業(yè)進(jìn)口強(qiáng)度與企業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，這可能是伴隨著當(dāng)前產(chǎn)品內(nèi)分工貿(mào)易的深化發(fā)展，進(jìn)口強(qiáng)度尤其是進(jìn)口中間投入品強(qiáng)度的提升將會(huì)一定程度上加深企業(yè)對(duì)于國(guó)際市場(chǎng)的依賴程度，從而加大其對(duì)于企業(yè)的勞動(dòng)力需求變動(dòng)及應(yīng)對(duì)市場(chǎng)變化的影響，最終多種因素的綜合作用導(dǎo)致進(jìn)口強(qiáng)度削弱了企業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)。

表2 面板固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

此外，收入水平是影響雙邊貿(mào)易成本的重要因素之一，鑒于進(jìn)口貿(mào)易企業(yè)對(duì)于國(guó)際市場(chǎng)的依賴程度較大，因而對(duì)于貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平、匯率變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿(mào)易強(qiáng)度和貿(mào)易伙伴國(guó)收入水平劃分的一系列特征，結(jié)果顯示：中國(guó)從中高等收入水平國(guó)家的進(jìn)口對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的抑制效果，而低收入水平國(guó)家的進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國(guó)家顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)楫?dāng)前中國(guó)尚處于全球價(jià)值鏈分工的中低端環(huán)節(jié)，而貿(mào)易伙伴中基于中高收入水平國(guó)家的進(jìn)口將會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)產(chǎn)生顯著的替代效應(yīng)，從而減少相對(duì)勞動(dòng)需求、抑制就業(yè)增長(zhǎng)。伴隨開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下中國(guó)貿(mào)易伙伴分布范圍的擴(kuò)大、對(duì)特定市場(chǎng)依賴程度的降低，同時(shí)更多“南南合作”的展開(kāi)，必將對(duì)企業(yè)國(guó)際市場(chǎng)開(kāi)拓和經(jīng)營(yíng)水平的提升產(chǎn)生重要影響。最后，列（4）為本文所進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，基于關(guān)鍵變量替換的視角，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有指標(biāo)的符號(hào)和顯著性均與初始結(jié)果保持了一致性，論證了本文實(shí)證分析的穩(wěn)健可靠。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

本文在企業(yè)異質(zhì)性理論框架下，深層分析了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)參與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)企業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)效應(yīng)，且伴隨著企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品種類與市場(chǎng)的多元化，這種促進(jìn)效應(yīng)仍顯著存在。同時(shí)，相較于不參與貿(mào)易的企業(yè)，進(jìn)口企業(yè)的一系列績(jī)效狀況也對(duì)就業(yè)產(chǎn)生了顯著影響，而參與進(jìn)口的同時(shí)兼有出口行為也能夠推動(dòng)企業(yè)就業(yè)的增長(zhǎng)。而基于貿(mào)易伙伴國(guó)的拓展指出，從中高收入水平國(guó)家進(jìn)口的替代效應(yīng)對(duì)于企業(yè)就業(yè)產(chǎn)生了一定的抑制效應(yīng)，而從低收入國(guó)家的進(jìn)口強(qiáng)度的大小對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響并不明顯。

綜上所述，基于雙向固定效應(yīng)模型的經(jīng)驗(yàn)分析具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義，同時(shí)也為宏觀貿(mào)易政策的制定與調(diào)整指出了方向。一方面，“穩(wěn)出口、促進(jìn)口”政策的實(shí)施，顯然為促進(jìn)企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易、充分發(fā)揮進(jìn)口對(duì)于就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)打開(kāi)了一扇門，從穩(wěn)定就業(yè)的角度來(lái)看，把握進(jìn)出口貿(mào)易的平衡點(diǎn)仍會(huì)是未來(lái)中長(zhǎng)期政策調(diào)整的方向和重點(diǎn)所在。另一方面，本文有關(guān)于企業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)年齡、企業(yè)參與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的差異化影響，也為企業(yè)未來(lái)的發(fā)展提供了可供參考的借鑒，有助于企業(yè)自身的創(chuàng)新水平和管理能力的提升、管理機(jī)制的完善，同時(shí)也為企業(yè)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定持續(xù)經(jīng)營(yíng)提供了思路。與此同時(shí)，對(duì)于企業(yè)在進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)中進(jìn)口產(chǎn)品種類、貿(mào)易伙伴數(shù)以及如何選擇貿(mào)易伙伴等問(wèn)題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業(yè)更應(yīng)重視貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化。

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[3] 戴 覓，徐建煒，施炳展.人民幣匯率沖擊與制造業(yè)就業(yè)――來(lái)自企業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2013（11）：14-27.

第2篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

1．變量和數(shù)據(jù)的選取影響進(jìn)口貿(mào)易主要有以下因素（表1）：①人均GDP。該因素與人口有高度相關(guān)性，而且有的文獻(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果并不是非常理想，其實(shí)對(duì)于安徽省來(lái)說(shuō)，進(jìn)口貿(mào)易如果只是發(fā)生在特定產(chǎn)業(yè)，那么計(jì)算經(jīng)濟(jì)規(guī)模時(shí)引入人口是不合理的，但是安徽省作為一個(gè)省份，單純僅用GDP同其他國(guó)家比較更是不現(xiàn)實(shí)的，所以本文依舊選取人均GDP作為指標(biāo)。②消費(fèi)。以2011年為例，安徽省進(jìn)口食品及主要供食用的活動(dòng)物和飲料及煙類總額27755萬(wàn)美元，占總進(jìn)口的1．94％，該數(shù)據(jù)說(shuō)明兩個(gè)問(wèn)題：安徽省進(jìn)口貿(mào)易不是以消費(fèi)為主，消費(fèi)可能不是進(jìn)口的動(dòng)力因素；進(jìn)口既然不是用于廣大的消費(fèi)，那么可能用于生產(chǎn)領(lǐng)域。③雙邊貿(mào)易成本。貿(mào)易成本分為銷售成本、技術(shù)成本、關(guān)稅成本，在實(shí)物貿(mào)易的方式下，貿(mào)易不可能達(dá)到?jīng)]有成本，此外以往的研究并沒(méi)有考慮多邊阻力的影響，引入雙邊貿(mào)易成本，可以彌補(bǔ)這一計(jì)量缺憾。④出口貿(mào)易。安徽省作為發(fā)展中地區(qū)，進(jìn)口原材料用于工業(yè)生產(chǎn)，最終為了出口。外商直接投資在理論上與進(jìn)口貿(mào)易有間接影響，因?yàn)橥馍讨苯油顿Y是按支出法核算國(guó)民經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)，在這里假設(shè)外商直接投資最終會(huì)以目標(biāo)國(guó)進(jìn)口的方式來(lái)收回資金。⑤匯率。本幣對(duì)外幣匯率降低，本幣升值，不利于進(jìn)口。⑥本地區(qū)的開(kāi)放程度。理論上本地區(qū)越開(kāi)放，進(jìn)口額越大。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于2002—2012年安徽省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，其中人均GDP采用GDP平價(jià)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)口來(lái)源國(guó)的人均GDP、各年的進(jìn)口額、出口額來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織（IMF）的WorldEconomicOutlookDatabases（WEO）和中文版的世界銀行網(wǎng)站，其中世界銀行的“經(jīng)濟(jì)政策與外債”指標(biāo)有各國(guó)經(jīng)過(guò)購(gòu)買力平價(jià)指數(shù)處理過(guò)的人均GDP。為了防止虛擬變量陷阱，對(duì)距離無(wú)量綱化處理，即用GDP數(shù)據(jù)對(duì)距離進(jìn)行非線性處理，避免多重共線性。在選擇出口、進(jìn)口名義數(shù)據(jù)時(shí)，為了剔除匯率和價(jià)格波動(dòng)的影響，采用GDP平減指數(shù)對(duì)名義數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到實(shí)際數(shù)據(jù)。選擇進(jìn)口來(lái)源包括印度尼西亞、馬來(lái)西亞、印度、日本、韓國(guó)、南非、德國(guó)、俄羅斯、巴西、智利、秘魯、加拿大、美國(guó)、澳大利亞和中國(guó)香港15個(gè)國(guó)家和地區(qū)，這些國(guó)家和地區(qū)的進(jìn)口額占到安徽省總進(jìn)口額的81％以上，超過(guò)75％。計(jì)算得到各國(guó)家及地區(qū)雙邊貿(mào)易成本，前文闡述可貿(mào)易份額取值不影響雙邊貿(mào)易成本的測(cè)算，而且安徽省是生產(chǎn)大省，進(jìn)口的貨物多是實(shí)物而非服務(wù)，所以S取0．8是合適的。2．建立模型安徽省是一個(gè)工業(yè)發(fā)展處于起步階段的省份，有許多不確定的影響因素，比如資源的浪費(fèi)和低效率、政府政策影響、區(qū)位因素等都可能成為制約對(duì)外貿(mào)易的隱形成本，而且這些成本難以估量。隨機(jī)模型可以很好地解決這類問(wèn)題。為了數(shù)據(jù)處理方便，線性化引力模型的基本形式：lnMij，t＝lnF（βXij，t）＋ε（1）式中，ε是隨機(jī)測(cè)量誤差或者隨機(jī)性因素，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；Mij，t代表t年一國(guó)對(duì)另一國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額；Xij，t代表t年貿(mào)易引力模型的參數(shù)設(shè)定，此為k×1階向量。引入上述分析的影響因素，最終模型設(shè)定為：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnEXij，t＋β4lnCij，t＋β5lnDij，t＋β6lnFi，t＋β7lnht＋β8lndt＋ε（2）式中，Yi，t為t年安徽省和各個(gè)貿(mào)易伙伴人均GDP；EXij，t為t年出口；Cij，t為t年雙邊貿(mào)易成本；Dij，t為t年距離；Fi，t為t年外商直接投資；ht為t年的匯率；dt為t年的對(duì)外依存度，β0是與自變量無(wú)關(guān)的影響量，β1，β2，…β8為系數(shù)。

二、計(jì)量分析

采用eviews7．2中的pool模版處理隨機(jī)效應(yīng)模型，具體結(jié)果如下：1．模型分析通過(guò)序列圖分析，單位根檢驗(yàn)應(yīng)該包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，通過(guò)level檢測(cè)，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過(guò)LLC以及IPS檢驗(yàn)，進(jìn)一步進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒(méi)有通過(guò)單位根檢驗(yàn)，因?yàn)榇四Ｐ鸵呀?jīng)取對(duì)數(shù)做線性化處理，故不通過(guò)檢驗(yàn)的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過(guò)IPS檢驗(yàn)，同樣使用一階差分檢驗(yàn)，變量通過(guò)單位根檢驗(yàn)。根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，變量之間為同階單整關(guān)系，接下來(lái)進(jìn)行變量的協(xié)整檢驗(yàn)，建立的模型形式為：有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)，變量滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗(yàn)的零假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Pedrom檢驗(yàn)、Kao檢驗(yàn)、Johansen檢驗(yàn)三種方法，對(duì)面板數(shù)據(jù)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。除了Panelv－Statistic統(tǒng)計(jì)量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過(guò)檢驗(yàn)外，其余變量p值都接近于0。同時(shí)Granger檢驗(yàn)中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎(chǔ)上對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，得到p值為1．000，接受原假設(shè)，建立隨機(jī)效應(yīng)模型。2．回歸結(jié)果解釋在回歸結(jié)果中，lnYj的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明進(jìn)口來(lái)源國(guó)家與地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，越不會(huì)向安徽省出口。Lnh系數(shù)結(jié)果不顯著，說(shuō)明匯率對(duì)安徽省進(jìn)口貿(mào)易影響甚微，因?yàn)榘不帐∨c一些國(guó)家與地區(qū)有長(zhǎng)期的合作關(guān)系，重點(diǎn)進(jìn)口這類國(guó)家的可貿(mào)易物品，不開(kāi)放的對(duì)外貿(mào)易環(huán)境使一部分國(guó)家不會(huì)向安徽出口；其次，安徽省的對(duì)外貿(mào)易受到政府調(diào)控的影響嚴(yán)重，進(jìn)口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進(jìn)口物品用于消費(fèi)不足2％的事實(shí)；最后，安徽省是內(nèi)陸省份，運(yùn)輸不便，構(gòu)成對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的限制。雙邊貿(mào)易成本LnC結(jié)果顯著，而且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明雙邊貿(mào)易成本成為制約安徽對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的主要因素，安徽通往港口的運(yùn)輸成本決定了貿(mào)易的數(shù)量和質(zhì)量，這是一種隱形消耗，眾多的學(xué)者把這種成本看作價(jià)格的內(nèi)生函數(shù)，如今把它們兩者區(qū)分開(kāi)，成為下一階段研究的重點(diǎn)。

三、結(jié)論

第3篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

由2007年4月美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)引發(fā)的國(guó)際金融危機(jī)于2008年9月雷曼兄弟的破產(chǎn)正式拉開(kāi)帷幕，此后洶涌的危機(jī)浪潮迅速蔓延全球，中國(guó)也受到了難以抵御的沖擊。危機(jī)爆發(fā)后，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放慢，失業(yè)率上升，原本不足的國(guó)內(nèi)需求再度萎縮，進(jìn)口貿(mào)易持續(xù)下降。進(jìn)口貿(mào)易的變化在一定程度上體現(xiàn)出一國(guó)經(jīng)濟(jì)的高漲與低落。影響中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的因素除了匯率及人均GDP等主要因素外，消費(fèi)者的心理變化也不容忽視。隨著國(guó)際金融危機(jī)的爆發(fā)與繼續(xù)，中國(guó)市場(chǎng)處于一片低迷，人們對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)走勢(shì)的信心不斷下降，在一定程度上影響了我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易市場(chǎng)的發(fā)展。本文通過(guò)構(gòu)建實(shí)證模型，選取和處理2007—2010年相關(guān)月度數(shù)據(jù)，深入研究國(guó)際金融危機(jī)期間心理恐慌對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)質(zhì)影響。

二、研究綜述

國(guó)內(nèi)外對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易及影響其因素的研究一直較為關(guān)注。早在1990年進(jìn)口問(wèn)題課題組就對(duì)改革開(kāi)放十年來(lái)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展做了研究，發(fā)現(xiàn)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度過(guò)快以及消費(fèi)的膨脹的刺激下，進(jìn)口貿(mào)易呈螺旋式的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。魏巍賢(1999)分析了影響我國(guó)進(jìn)口需求的宏觀經(jīng)濟(jì)因素，指出影響總進(jìn)口的因素不僅包括總消費(fèi)支出，還包括總投資支出以及總出口支出，并建立了中國(guó)進(jìn)口需求短期行為的誤差修正模型來(lái)證實(shí)他的觀點(diǎn)。韓德光(2001)卻認(rèn)為影響中國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額的主要因素是國(guó)民收入和匯率，并通過(guò)實(shí)證說(shuō)明國(guó)民收入對(duì)進(jìn)口額的影響較大，匯率對(duì)進(jìn)口額的影響則相對(duì)較弱。邵軍和徐康寧(2006)使用協(xié)整分析方法研究了改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與其決定因素之間的長(zhǎng)期關(guān)系和需求彈性，認(rèn)為無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，中國(guó)的進(jìn)口需求價(jià)格彈性較小，收入彈性較大，而這一現(xiàn)象主要與中國(guó)的進(jìn)口需求結(jié)構(gòu)有關(guān)。同年，李雙杰和劉偉(2006)針對(duì)貿(mào)易政策變化對(duì)我國(guó)進(jìn)口汽車市場(chǎng)的影響做了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)由于進(jìn)口汽車價(jià)格結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性，關(guān)稅降低對(duì)進(jìn)口汽車市場(chǎng)的直接影響并不大，而是通過(guò)人們的消費(fèi)預(yù)期來(lái)間接影響市場(chǎng)。呂劍(2007)在研究外部沖擊對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易影響的實(shí)證分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)進(jìn)口與國(guó)際石油價(jià)格、國(guó)際游資數(shù)量呈負(fù)相關(guān)，而與人民幣實(shí)際有效匯率、外國(guó)通貨膨脹率水平和外國(guó)出口能力呈正相關(guān)。一般的貿(mào)易理論認(rèn)為，本幣升值后有利于降低進(jìn)口商品成本，短期內(nèi)產(chǎn)生進(jìn)口替代效應(yīng)，有助于減少貿(mào)易順差。徐揚(yáng)輝(2008)的研究卻表明現(xiàn)實(shí)與理論相背離，并認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因主要在于我國(guó)加工貿(mào)易所占比重過(guò)大。林遠(yuǎn)(2009)也做了關(guān)于人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口影響的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值將顯著減少我國(guó)的進(jìn)口額，并且通過(guò)影響出口的方式間接影響進(jìn)口，而我國(guó)的加工貿(mào)易進(jìn)口卻基本不受人民幣匯率波動(dòng)的影響。

Robert和Clinton(1994)測(cè)量了美國(guó)進(jìn)口價(jià)格對(duì)于新產(chǎn)品的多樣性以及新的外國(guó)供應(yīng)商的可能偏好，并發(fā)現(xiàn)美國(guó)進(jìn)口總需求的收入彈性變小。Abdelhak(1997)利用結(jié)構(gòu)性進(jìn)口需求方程對(duì)很多國(guó)家分別做了估計(jì)，發(fā)現(xiàn)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論在小樣本情況下對(duì)于不同的評(píng)估對(duì)象沒(méi)有任何幫助。因此他根據(jù)蒙特卡洛方法對(duì)小樣本的性質(zhì)分別做了OLS和FM兩種評(píng)估，結(jié)果表明，無(wú)論是短期彈性還是長(zhǎng)期彈性，F(xiàn)M評(píng)估結(jié)果都明顯強(qiáng)于OLS的評(píng)估結(jié)果。M．Shahe和Forhad(2001)認(rèn)為不同國(guó)家的進(jìn)口需求所對(duì)應(yīng)的模型并不相同。他們?cè)谟邢尥鈪R管制的條件下針對(duì)斯里蘭卡的長(zhǎng)期進(jìn)口需求建立了包括進(jìn)口國(guó)收入和進(jìn)口商品價(jià)格兩個(gè)變量的結(jié)構(gòu)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方程，實(shí)證結(jié)果表明較以往的研究結(jié)果更為顯著。Margarita和Thomas(2006)建立了垂直差異產(chǎn)品的貿(mào)易模型，發(fā)現(xiàn)收入不平等甚至是類似的變量都會(huì)影響進(jìn)口需求。在利用約翰森程序?qū)?948—1996年美國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)收入不平等的變化對(duì)進(jìn)口需求影響進(jìn)行檢驗(yàn)后，認(rèn)為進(jìn)口需求與收入及相對(duì)價(jià)格并不存在長(zhǎng)期關(guān)系。M．Shahe和Forhad(2007)對(duì)他們?cè)?001年所作的總進(jìn)口模型進(jìn)一步做了修正，并對(duì)印度和斯里蘭卡的進(jìn)口數(shù)據(jù)做了實(shí)證檢驗(yàn)。Antonis等(2008)對(duì)收入不平等影響進(jìn)口需求的問(wèn)題做了更深入的研究，并根據(jù)1980—1997年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)36個(gè)發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家分別做了檢驗(yàn)，得到了非常顯著的結(jié)果。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)各國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的研究取得了一定的成果，但是對(duì)國(guó)際金融危機(jī)下進(jìn)口貿(mào)易所受影響的研究較少，關(guān)于心理因素對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響的探討更是寥寥無(wú)幾。本文在借鑒國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，分析當(dāng)前國(guó)際金融危機(jī)期間心里恐慌對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的影響，力求對(duì)我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)政策有所貢獻(xiàn)。

三、模型構(gòu)建及樣本說(shuō)明

(一)模型的構(gòu)建

自國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放慢、失業(yè)人數(shù)上升、股市走向蕭條，這些無(wú)疑使得消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的信心下降，導(dǎo)致消費(fèi)減少，從而影響到進(jìn)口貿(mào)易總額。因此，影響一國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的因素，除了匯率和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之外，還應(yīng)該包括消費(fèi)者的心理變化。由于國(guó)際金融危機(jī)對(duì)消費(fèi)者造成的心理影響主要表現(xiàn)在消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的感受及未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景預(yù)期上，因此，本文選擇消費(fèi)者信心指數(shù)①來(lái)度量國(guó)際金融危機(jī)對(duì)消費(fèi)者造成的心理影響?；谶@樣的邏輯思考，本文構(gòu)建了實(shí)證模型的基本形式如下:It=F(GPCt，Et，CCIt)(1)式(1)中，It(Import)表示第t期我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額;GPCt(GrossDomesticProductpercapita)表示第t期我國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值;Et''''表示第t期人民幣匯率;CCIt(ConsumerConfidenceIndex)表示第t期我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)。為準(zhǔn)確反映我國(guó)與各進(jìn)口對(duì)象國(guó)(地區(qū))貨幣的雙邊匯率在人民幣匯率水平?jīng)Q定中的權(quán)重，本文以人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)BEERt(RealEffec-tiveExchangeRate)作為(1)式中的匯率Et的替代變量。同時(shí)，為更深入的研究人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的影響，本文將(1)式中的GPCt修正為人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率RGPCt(GrowthRateofGrossDomesticProductpercapi-ta)。在參考Feenstra，Gagnon和Knetter(1996)、Yang(1998)以及Alicia和Tuuli(2007)研究模型的基礎(chǔ)上，本文建立的實(shí)證模型如式(2)①:D［log(It)］=α0+α1D(RGPCt)+α2D［log(REERt)］+α3D［log(CCIt)］+δt(2)

(二)樣本的選取及描述

為了能夠充分反映各變量在國(guó)際金融危機(jī)下對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的沖擊，本文選擇的樣本數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)。由于國(guó)際金融危機(jī)起源于2007年4月爆發(fā)的美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文將樣本期確定為2007年4月至2010年6月。

1．我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額

我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站②，由于所得數(shù)據(jù)均以億美元為單位，為統(tǒng)一起見(jiàn)，本文根據(jù)國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站③公布的人民幣與美元兌換率將我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)的單位均轉(zhuǎn)換為億元。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額在2008年9月國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)之后開(kāi)始急速下降，2009年1月竟跌至3513億元。隨著2009年上半年全球經(jīng)濟(jì)的逐漸回暖，我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額終于開(kāi)始有所回升。

2．我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率

我國(guó)的GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局④。由于GDP數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，本文利用Eviews統(tǒng)計(jì)軟件中二次函數(shù)的插值方法將其轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)。另外，計(jì)算人均GDP所需的我國(guó)人口數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的“2008年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)”。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，2007年4月開(kāi)始我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率明顯下降，2007年7月竟跌至負(fù)值。2008年9月國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率更是暴跌不止，直至2009年4月才開(kāi)始轉(zhuǎn)為正值。這就說(shuō)明，國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率造成的巨大沖擊正在逐漸轉(zhuǎn)緩。

3．月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)

月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)⑤數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行網(wǎng)站⑥。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)整體呈上升態(tài)勢(shì)，特別是2008年7月至11月期間上升幅度明顯增加。自2008年11月開(kāi)始美元開(kāi)始對(duì)歐元和日元等主要貨幣貶值，使得人民幣升值壓力有所減輕。雖然2009年2月人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)再次步入新高，但此后便開(kāi)始穩(wěn)步回落。

4．我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)

我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。根據(jù)所得數(shù)據(jù)，自2007年4月美國(guó)次級(jí)貸款危機(jī)以來(lái)，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)整體呈跌勢(shì)。2007年12月開(kāi)始不斷下降，尤其自2008年9月國(guó)際金融危機(jī)正式爆發(fā)后，消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期陷入一片低迷，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)急速下跌。在經(jīng)濟(jì)即將回暖之初即2009年3月，我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)終于開(kāi)始有所回升，這就意味著我國(guó)消費(fèi)者對(duì)國(guó)際金融危機(jī)的心理恐慌逐漸緩解，并對(duì)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期有所改觀。

四、實(shí)證分析

對(duì)本文所建模型中各變量樣本數(shù)據(jù)的描述表明:國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額、人均GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)者信心指數(shù)等都受到了極大的影響，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)也因美元的貶值出現(xiàn)不穩(wěn)定的態(tài)勢(shì)。然而，國(guó)際金融危機(jī)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的一部分沖擊是否通過(guò)消費(fèi)者的心理因素傳導(dǎo)，消費(fèi)者的心理恐慌是否對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額存在實(shí)質(zhì)的影響，這就需要對(duì)本文所建模型做進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

1．平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)基本原理，實(shí)證研究所需的時(shí)間序列必須為平穩(wěn)序列，否則會(huì)使結(jié)果無(wú)法反映自變量與因變量之間的真實(shí)關(guān)系，即產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題。本文所采用的樣本均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為防止偽回歸，本文采用單位根檢驗(yàn)法①對(duì)所選取變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。由表1可知，變量D［log(It)］、D(RGPCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］都通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明這四個(gè)時(shí)間序均為平穩(wěn)序列。

2．格蘭杰因果檢驗(yàn)

樣本序列的平穩(wěn)性雖然得到了驗(yàn)證，但是模型中所設(shè)自變量是否為因變量變化的原因仍需進(jìn)一步判斷，也就是要確定解釋變量D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］的變化是否能夠引起被解釋變量D［log(It)］的變化，分別做格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平上，D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］均為D［log(It)］變化的Granger原因。

3．實(shí)證結(jié)果及分析

選取和處理2007年至2009年的相關(guān)月度數(shù)據(jù)，對(duì)本文所建立的實(shí)證方程式(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3所示。

對(duì)于式(2)回歸得到結(jié)果所做的D．W．自相關(guān)性及異方差性檢驗(yàn)均表明，本文所構(gòu)建的實(shí)證模型是合理的。同時(shí)回歸方程調(diào)整后的R2值達(dá)到0．62，且完全通過(guò)了F檢驗(yàn)，說(shuō)明本文所建的回歸方程擬合優(yōu)度非常好。從各參數(shù)估計(jì)值的檢驗(yàn)值來(lái)看，本文所建回歸方程中各變量系數(shù)以及常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)值顯著性都非常高，達(dá)到1%的水平。表3中各變量系數(shù)的估計(jì)值表明:我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率的變化、我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率的變化均與我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的變化正相關(guān)。這就意味著在國(guó)際金融危機(jī)的背景下，我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)率下跌即我國(guó)月度人均GDP增長(zhǎng)速度的放慢，會(huì)使得我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的下降;我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率的下跌即我國(guó)消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前及未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的月度預(yù)期變差，從而降低消費(fèi)欲望，引起我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的減少。同時(shí)，表3還顯示月度人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的上升與我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，本國(guó)貨幣的升值意味著本國(guó)從外國(guó)進(jìn)口商品價(jià)格的相對(duì)降低，從而促進(jìn)了本國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額增加，而本文所得到的結(jié)論恰與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相反。原因有三:第一，本文所討論的樣本期處于國(guó)際金融危機(jī)的特殊環(huán)境下，國(guó)際金融危機(jī)給我國(guó)消費(fèi)者造成了一定的心理恐慌，使得消費(fèi)者的消費(fèi)欲望大大減少，從而影響到我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額。無(wú)論是進(jìn)口商還是普通消費(fèi)者都對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)存在疑慮。第二，在美國(guó)次貸危機(jī)爆發(fā)之前人民幣匯率走勢(shì)仍較為平緩，而2007年4月之后人民幣則不斷呈現(xiàn)出升值態(tài)勢(shì)，在2008年9月國(guó)際金融危機(jī)正式引燃之后，人民幣匯率再度步入新高，這一切都增加了進(jìn)口商及普通消費(fèi)者的惶恐與不安。第三，我國(guó)消費(fèi)者始終處于二元結(jié)構(gòu)，即低收入人群和高收入人群。高收入人群對(duì)于進(jìn)口商品中的高價(jià)物品消費(fèi)較多，而高收入人群對(duì)于匯率及經(jīng)濟(jì)環(huán)境敏感性較高，國(guó)際金融危機(jī)的爆發(fā)使得高價(jià)進(jìn)口物品消費(fèi)減少，從而引起我國(guó)進(jìn)口總額下降。因此，雖然人民幣升值在一定程度上降低了進(jìn)口商品的價(jià)格，但是在國(guó)際金融危機(jī)的背景下，人民幣升值并沒(méi)有使得進(jìn)口商及普通消費(fèi)者購(gòu)買更多的進(jìn)口商品，反而使得進(jìn)口商及普通消費(fèi)者恐慌心理加重，從而保持觀望態(tài)度，甚至減少進(jìn)口商品的購(gòu)買，于是我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額在人民幣升值的情況下反而減少。從表3各參數(shù)估計(jì)值大小來(lái)看，α3的估計(jì)值較大為5.693153，這就表明，我國(guó)月度消費(fèi)者信心指數(shù)增長(zhǎng)率對(duì)我國(guó)月度進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的影響非常明顯，即我國(guó)消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的感受和對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期顯著引起我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的變化。系數(shù)α1的估計(jì)值為0.478729，與α3的估計(jì)值相比較小，說(shuō)明我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的變化對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額增長(zhǎng)率的影響相對(duì)較小。系數(shù)α2估計(jì)值的絕對(duì)值較其它系數(shù)而言非常小，僅為－1.617922，但其顯著性水平也達(dá)到1%。這表明在國(guó)際金融危機(jī)背景下，雖然人民幣的不斷升值使得我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額減少，但是相對(duì)于其他因素來(lái)說(shuō)這種反常的影響較弱且短暫，我國(guó)消費(fèi)者的信心會(huì)隨著全球經(jīng)濟(jì)的回暖而逐漸增強(qiáng)，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的影響終會(huì)回歸正常的軌道。五、結(jié)論及政策建議本文對(duì)2007年4月至2010年6月期間的樣本數(shù)據(jù)做了實(shí)證分析，并在實(shí)證結(jié)果顯著的情況下得到了以下結(jié)論:在國(guó)際金融危機(jī)期間，我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的下降及我國(guó)消費(fèi)者的心理恐慌都嚴(yán)重影響了我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易，引起我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的減少。同時(shí)，在國(guó)際金融危機(jī)這樣的特殊時(shí)期，人民幣匯率的不斷升值反而對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了負(fù)面影響，即使得我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額下降。這些結(jié)果均表明，國(guó)際金融危機(jī)不僅對(duì)全球各經(jīng)濟(jì)體造成了劇烈的沖擊，還使得人們的心理產(chǎn)生極度的恐慌，于是，消費(fèi)者減少了消費(fèi)欲望，進(jìn)口商減少了貿(mào)易往來(lái)，從而導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的下跌。我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額的增加和減少，在一定程度上表現(xiàn)出我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的強(qiáng)盛與衰弱。同時(shí)，部分進(jìn)口商品是為了出口商品服務(wù)，進(jìn)口總額的減少會(huì)使得我國(guó)出口總額的下跌，進(jìn)而影響到我國(guó)貿(mào)易總額。因此，本文的主要政策建議是:

1．積極加強(qiáng)宣傳。國(guó)際金融危機(jī)對(duì)人們心理造成的恐慌造成了消費(fèi)的減少和貿(mào)易的萎縮。恐慌的心理不能即刻消除，源于消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前及未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的態(tài)度。我國(guó)采取的各項(xiàng)政策以及取得的效果都可以通過(guò)各種途徑多方宣傳，盡可能的減輕消費(fèi)者的心理負(fù)擔(dān)，以期改變我國(guó)消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期，逐漸恢復(fù)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的信心。

第4篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

關(guān)鍵詞:服務(wù)貿(mào)易;服務(wù)業(yè);經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);面板協(xié)整

中圖分類號(hào):F740.22文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼: A文章編號(hào):1003-4161(2009)04-0070-04

1.引言

國(guó)際貿(mào)易中長(zhǎng)期以來(lái)都是貨物貿(mào)易占據(jù)主導(dǎo)地位,但從1980年起國(guó)際服務(wù)貿(mào)易開(kāi)始呈現(xiàn)出比國(guó)際貨物貿(mào)易更強(qiáng)勁的發(fā)展勢(shì)頭,服務(wù)貿(mào)易發(fā)展非常迅速,并越來(lái)越成為大國(guó)競(jìng)爭(zhēng)的焦點(diǎn)。據(jù)世界貿(mào)易組織(WTO)的統(tǒng)計(jì),國(guó)際服務(wù)貿(mào)易總額從1980年的7 674億美元擴(kuò)大到2007年的63 163億美元,占世界貿(mào)易總額的份額也從15.7%上升至18.3%。在國(guó)際服務(wù)市場(chǎng)上發(fā)達(dá)國(guó)家仍然是服務(wù)貿(mào)易的主體,并呈現(xiàn)以歐美國(guó)家為主體的發(fā)展格局。數(shù)據(jù)顯示,2007美國(guó)服務(wù)貿(mào)易總額約為7 900億美元,其中出口額和進(jìn)口額分別約為4 540億美元和3 360億美元,位居世界首位,而英國(guó)和德國(guó)分別排名世界第二和第三。

國(guó)際服務(wù)貿(mào)易的迅速發(fā)展是世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下的產(chǎn)物,主要發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)重心已經(jīng)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)由“工業(yè)經(jīng)濟(jì)”向“服務(wù)經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)型趨勢(shì)。目前,全球服務(wù)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比值達(dá)到60%以上,主要發(fā)達(dá)國(guó)家達(dá)到70%以上。從研究文獻(xiàn)來(lái)看,服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系引起國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。Alan V. Deardorff(2001)認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易會(huì)刺激服務(wù)業(yè)的發(fā)展,服務(wù)貿(mào)易提供的運(yùn)輸、保險(xiǎn)、金融等服務(wù)不但有助于服務(wù)業(yè)的發(fā)展,還會(huì)間接推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Ramkishen(2002)利用中國(guó)、印度尼西亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞和泰國(guó)五個(gè)亞洲國(guó)家服務(wù)貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)建立模型,認(rèn)為服務(wù)業(yè)市場(chǎng)的開(kāi)放,有助于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整,并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。劉紹堅(jiān)(2005)認(rèn)為跨國(guó)公司服務(wù)業(yè)國(guó)際轉(zhuǎn)移是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力。陳凱(2006)論證了經(jīng)濟(jì)全球化和廣泛的國(guó)際分工使得各國(guó)通過(guò)日趨廣泛的國(guó)際服務(wù)貿(mào)易實(shí)現(xiàn)國(guó)際范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品協(xié)調(diào)。耿乃凡(2007)在對(duì)江蘇省服務(wù)業(yè)和國(guó)際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上,提出江蘇省發(fā)展服務(wù)業(yè)和國(guó)際服務(wù)貿(mào)易的對(duì)策措施。楊玲(2008)引用投入產(chǎn)出表進(jìn)行了中國(guó)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對(duì)國(guó)際服務(wù)貿(mào)易貢獻(xiàn)度的理論與實(shí)證研究。

筆者主要利用OECD主要的八個(gè)國(guó)家服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口總額、服務(wù)貿(mào)易的出口總額與服務(wù)業(yè)的增加值總額和GDP總值,采用面板單位根檢驗(yàn)、面板協(xié)整等以面板數(shù)據(jù)模型為基礎(chǔ)的分析方法,考察服務(wù)貿(mào)易服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

2.數(shù)據(jù)和面板協(xié)整方法說(shuō)明

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

基于數(shù)據(jù)的可得性和本文研究的目的,筆者選取OECD主要8個(gè)國(guó)家1980-2004年期間的數(shù)據(jù)為樣本,這8個(gè)國(guó)家分別為美國(guó)、加拿大、英國(guó)、法國(guó)、意大利、日本、澳大利亞、西班牙,此處因德國(guó)在1990年?yáng)|西德合并,之前年份數(shù)據(jù)缺失故不作為樣本國(guó)家。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于WTO國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、世界銀行(WB)數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒歷年數(shù)據(jù)。在變量選取上,主要選取OECD的8個(gè)國(guó)家每年的服務(wù)業(yè)增加值(SEV)、服務(wù)貿(mào)易出口總額(EX)、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額(IM)。為消除數(shù)據(jù)之間的異方差性,數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)取自然對(duì)數(shù)處理相應(yīng)變量取為L(zhǎng)NSEV、LNEX、LNIM。

2.2 單位根檢驗(yàn)

由于宏觀數(shù)據(jù)常受到數(shù)據(jù)非平穩(wěn)的影響,傳統(tǒng)面板模型會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”,因此首先采用面板單位根檢驗(yàn)方法對(duì)截面變量LNSEV、LNEX、LNIM進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)方法分為同質(zhì)單位根檢驗(yàn)法與異質(zhì)單位根檢驗(yàn)法兩大類,同質(zhì)單位根檢驗(yàn)法分別有LLC(Levin, Lin, and Chu)檢驗(yàn)法、Breitung檢驗(yàn)法和Hadri檢驗(yàn)法;異質(zhì)單位根檢驗(yàn)法分別有IPS(Im, Pesaran, and Shin)檢驗(yàn)法、ADF-Fisher檢驗(yàn)法和PP-Fisher檢驗(yàn)法。根據(jù)本文模型變量選取的異質(zhì)性特點(diǎn),選用IPS檢驗(yàn)方法、ADF-Fisher檢驗(yàn)法和PP-Fisher檢驗(yàn)法三種方法實(shí)現(xiàn)異質(zhì)性面板模型的單位根檢驗(yàn)。

2.3 異質(zhì)面板協(xié)整檢驗(yàn)

在時(shí)間序列分析中,Engle-Granger協(xié)整檢驗(yàn)是基于殘差檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)的,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(0)過(guò)程,如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(1)過(guò)程。Pedroni和Kao將Engle-Granger的框架擴(kuò)展到了面板數(shù)據(jù)領(lǐng)域,Pedroni提出了一系列允許不同截面之間存在不同個(gè)體效應(yīng)和趨勢(shì)的協(xié)整檢驗(yàn)。由(1)式為例,考慮如下回歸形式:

LNSEVit=αi+χit+θt+βLNEXit+γLNIMit+εit

i=1,2,……9;t=1,2,……15;

參數(shù)αi和χi表示截面?zhèn)€體的確定效應(yīng)和趨勢(shì)效應(yīng)。該檢驗(yàn)的零假設(shè)為不存在協(xié)整,則在零假設(shè)下殘差項(xiàng)εit應(yīng)為I(1)過(guò)程,即ρi=1。并通過(guò)進(jìn)行輔助回歸來(lái)判斷殘差項(xiàng)是否是I(1)過(guò)程:

εit=ρiεit-1+uit

或 εit=ρiεit-1+Σρij=1itεit-j +vit

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;

Kao檢驗(yàn)的思路與Pedroni檢驗(yàn)類似,只是在第一階段回歸時(shí),確定了模型中必須且只允許包含個(gè)體確定效應(yīng)并且模型中外生變量的系數(shù)是齊性的,即不同截面外生變量的系數(shù)相同:

LNSEVit=αi+βLNEXit+γLNIMit+εit

LNSEVit=LNSEXit-1+uit

LNEXit=LNEXit-1+vit

LNIMit=LNIMit-1+rit

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;然后同Pedroni檢驗(yàn)一樣進(jìn)行輔助回歸,判斷殘差項(xiàng)εit是否是I(1)。

3.服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)影響的實(shí)證結(jié)果

3.1 面板協(xié)整方程

面板數(shù)據(jù)(Panel Data)能夠同時(shí)反映變量在截面和時(shí)間二維空間上的變化規(guī)律和特征,具有純時(shí)間序列數(shù)據(jù)和純截面數(shù)據(jù)所不可比擬的優(yōu)點(diǎn)。但如果發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)集中的變量存在單位根,常規(guī)的OLS計(jì)量方法就可能失效,為了檢驗(yàn)這八個(gè)國(guó)家服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額、服務(wù)貿(mào)易出口總額與服務(wù)業(yè)增加值三個(gè)非平穩(wěn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,就需要進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。構(gòu)造異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型步驟如下:首先用模型1來(lái)分析服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過(guò)β和γ的符號(hào)和顯著性來(lái)判斷服務(wù)貿(mào)易對(duì)于經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響。然后分別用模型2和模型3來(lái)分別檢驗(yàn)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口,服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個(gè)模型的具體設(shè)定如下:

Model 1: LNSEVit=αi+θt+βLNEXit+γLNIMit+εit

Model 2: LNSEVit=αi+θt+βLNEXit+εit

Model 3:LNSEVit=αi+θt+γLNIMit+εit

其中 i=1,2,……9;t=1,2,……15

模型中αi為常數(shù)項(xiàng),θt為趨勢(shì)項(xiàng),β度量了服務(wù)貿(mào)易出口總額對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。

3.2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)方法變量

水平值一階差分

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Prob.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNSEV1.664780.9520-4.903980.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNSEV18.24980.309551.38050.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNSEV19.45330.245951.26540.0000

注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗(yàn)方法的零假設(shè)均為存在單位根。

由表1可知,利用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗(yàn)所有面板數(shù)據(jù)是否具有單位根,在水平序列情況下顯著接受對(duì)所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè),即所有變量都是I(1)序列。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來(lái)確定各變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

3.3 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

利用Pedroni和Kao提出的方法對(duì)三個(gè)模型分別進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn),表2結(jié)果顯示模型1、模型2和模型3分別以1%、5%和10%的水平顯著性,有力地證明了不存在面板協(xié)整的原假設(shè)不成立,即支持OECD八國(guó)的服務(wù)貿(mào)易的出口總額、服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口總額與服務(wù)業(yè)增加值之間存在面板協(xié)整關(guān)系,說(shuō)明服務(wù)貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)服務(wù)化存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,以下將對(duì)它們之間的長(zhǎng)期關(guān)系作進(jìn)一步的估計(jì)。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

方法及統(tǒng)計(jì)量模型1模型2模型3

Pedroni檢驗(yàn)panel adf-statgroup adf-stat-2.435366**-2.073477**

-1.412010*-1.318828*-3.402586 ***-2.623781**

Kao檢驗(yàn) ADF-4.269338***-3.880573***-4.046338***

注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。

3.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計(jì)

首先看FMOLS估計(jì)結(jié)果,模型1在不含時(shí)間效應(yīng)時(shí)服務(wù)貿(mào)易出口總額的系數(shù)不顯著,在考慮時(shí)間效應(yīng)時(shí),參數(shù)估計(jì)量在5%水平都顯著,β和γ的估計(jì)值分別為負(fù)數(shù)和正數(shù);模型2在不含時(shí)間效應(yīng)時(shí)參數(shù)估計(jì)5%水平顯著,且β為正數(shù);模型3兩種情況下參數(shù)估計(jì)都顯著,但考慮時(shí)間效應(yīng)時(shí),估計(jì)值明顯減小。由模型2和模型3可知,服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口對(duì)服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有較強(qiáng)的正個(gè)體效應(yīng),說(shuō)明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)各個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)服務(wù)化有較強(qiáng)的推動(dòng)作用。因?yàn)镕MOLS估計(jì)結(jié)果在兩種不同情況下顯著性不同,我們還不能準(zhǔn)確地判斷服務(wù)貿(mào)易出口總額對(duì)于服務(wù)業(yè)發(fā)展的時(shí)間效應(yīng),以及服務(wù)貿(mào)易出口與進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)服務(wù)化影響的差異性,我們?cè)俳柚诤泻臀春袝r(shí)間效應(yīng)的DOLS估計(jì)方法來(lái)分析。從DOLS估計(jì)結(jié)果看,模型1在含有時(shí)間效應(yīng)時(shí)參數(shù)估計(jì)量都顯著,β和γ的估計(jì)值分別為負(fù)數(shù)和正數(shù),此與FMOLS結(jié)果相一致。模型2和模型3在兩種情況下估計(jì)量都顯著,通過(guò)比較可知服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的系數(shù)相對(duì)較大,特別是考慮時(shí)間效應(yīng)時(shí)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口估計(jì)值的系數(shù)比出口大近一倍。同時(shí),在模型1中考慮時(shí)間效應(yīng)的情況下,服務(wù)貿(mào)易出口的系數(shù)為負(fù),說(shuō)明模型結(jié)果具有一致性。

以上估計(jì)結(jié)果,與經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)的觀察是一致的,20世紀(jì)80年代以后本文研究的OECD八國(guó)服務(wù)貿(mào)易基本都處于世界服務(wù)貿(mào)易排名的前列,其強(qiáng)有力的服務(wù)貿(mào)易地位極大地促進(jìn)了服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,推動(dòng)國(guó)家由工業(yè)經(jīng)濟(jì)向服務(wù)經(jīng)濟(jì)過(guò)渡。通過(guò)對(duì)估計(jì)結(jié)果的分析,我們還可以得到:①服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)具有極大的推動(dòng)效應(yīng),但從時(shí)間趨勢(shì)來(lái)看,這種推動(dòng)效應(yīng)在減弱,這可能與大多數(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家已經(jīng)進(jìn)入服務(wù)經(jīng)濟(jì)形態(tài)有關(guān)。②數(shù)據(jù)服務(wù)貿(mào)易中進(jìn)口與出口相比較,前者對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展具有更強(qiáng)的正向推動(dòng)效應(yīng),特別是考慮時(shí)間趨勢(shì)時(shí),服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響更加深遠(yuǎn)。我們?cè)谟懻摲?wù)貿(mào)易問(wèn)題時(shí),一般多將研究的焦點(diǎn)放在服務(wù)貿(mào)易的出口上,而較少關(guān)注服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口問(wèn)題,本文的結(jié)果顯示了后者的研究?jī)r(jià)值。

表3 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計(jì)

模型1模型2模型3

參數(shù)個(gè)體個(gè)體+時(shí)間個(gè)體個(gè)體+時(shí)間個(gè)體個(gè)體+時(shí)間

βFM0.1810(1.466)-0.3147**(-2.795)0.8434**(15.947)0.1504(1.287)

γFM0.6819**(5.732)0.5297**(5.541)0.8622**(21.400)0.4062**(5.294)

R2FM0.94230.96650.90660.94330.93970.9650

βDOLC0.1973(1.598)-0.2003**(-2.188)0.8465**(16.006)0.2268**(5.681)

γDOLC0.6668**(5.605)0.5170**(5.863)0.8584**(21.305)0.4397**(14.501)

R2DOLC0.94370.96760.90780.94400.94070.9657

注:括弧中數(shù)值為對(duì)應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計(jì)量,“**”表示在1%水平下顯著。

4.服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證結(jié)果

4.1 面板協(xié)整方程

模型4檢驗(yàn)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過(guò)β和γ的符號(hào)和顯著性來(lái)判斷服務(wù)貿(mào)易對(duì)于GDP總量的影響。然后分別用模型5和模型6來(lái)分別檢驗(yàn)GDP增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口,GDP增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個(gè)模型的具體設(shè)定如下:

Model 4:

LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+γLNIMit+εit(1)

Model 5:

LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+εit(2)

Model 6:

LNGDPit=α1+θ1+γLNIMit+εit(3)

其中i=1,2,……9;t= 1,2,……15

模型中α1為常數(shù)項(xiàng),θ1為趨勢(shì)項(xiàng),β度量了國(guó)際服務(wù)貿(mào)易出口總額對(duì)GDP總量的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額對(duì)GDP總量的影響。

4.2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知,在水平序列情況下顯著接受對(duì)所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè)。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來(lái)確定各變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

表4 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)方法變量水平值一階差分

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Prob.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNGDP 2.87357 0.9980-4.960750.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNGDP 7.24715 0.968252.90590.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNGDP 4.807480.996653.16220.0000

注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗(yàn)方法的零假設(shè)均為存在單位根。

4.3 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示模型4、模型5和模型6分別以1%、5%和10%的水平顯著性(見(jiàn)表5),說(shuō)明面板協(xié)整的原假設(shè)成立,說(shuō)明國(guó)際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),兩者存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,以下將對(duì)它們之間的長(zhǎng)期關(guān)系作進(jìn)一步的估計(jì)。

表5 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

方法及統(tǒng)計(jì)量模型4模型5模型6

Pedroni檢驗(yàn)

panel adf-statgroup adf-stat-1.937651*-2.357649**

-2.642657**-3.0795528**-3.679517 ***-3.647836***

Kao檢驗(yàn)

ADF-4.040596***-4.029548***-3.052864**

注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。

4.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計(jì)

表6 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計(jì)

模型4模型5模型6

參數(shù)個(gè)體個(gè)體+時(shí)間個(gè)體個(gè)體+時(shí)間個(gè)體個(gè)體+時(shí)間

βFM0.3738**(7.133)0.2238**(5.045)0.3471**(19.151)0.2211**(6.110)

γFM-0.0320(-0.633)-0.0588(-1.560)0.3417**(13.953)0.0772**(2.077)

R2FM0.91280.96550.91920.96820.86160.9546

βDOLS0.3562**(6.796)0.2151**(6.002)0.3384**(18.669)0.2009**(16.141)

γDOLS-0.0191(-0.378)-0.0261(-0.758)0.3280**(13.392)0.0736**(5.096)

R2DOLS0.92300.96900.92190.96840.86520.9569

注:括弧中數(shù)值為對(duì)應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計(jì)量,“**”表示在1%水平下顯著。FMOLS估計(jì)結(jié)果顯示,模型4中β的估計(jì)值為正和γ的估計(jì)值為負(fù),且γ估計(jì)值顯著性不足,說(shuō)明國(guó)際服務(wù)貿(mào)易中服務(wù)貿(mào)易出口相比較而言對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的推動(dòng)效應(yīng);由模型4和模型5中估計(jì)值結(jié)果都具有顯著性,說(shuō)明國(guó)際服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的正的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng),說(shuō)明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)各個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的影響作用,并且長(zhǎng)期來(lái)看服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)作用更明顯。從DOLS估計(jì)結(jié)果看,模型4、模型5、模型6估計(jì)值結(jié)果與FMOLS估計(jì)結(jié)果基本相似,模型結(jié)果具有一致性。

5. 小結(jié)

利用OECD八個(gè)國(guó)家1980―2004年的服務(wù)貿(mào)易出口總額、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口總額、服務(wù)業(yè)增加值和GDP總量的數(shù)據(jù),研究國(guó)際服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。首先,運(yùn)用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗(yàn)了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,結(jié)果表明所有數(shù)據(jù)變量具有不平穩(wěn)性。再利用Pedroni和Kao提出的方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn),證實(shí)了這八個(gè)國(guó)家服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。FMOLS和DOLS協(xié)整估計(jì)結(jié)果比較分析表明,服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對(duì)服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用,從長(zhǎng)期來(lái)看,服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對(duì)于服務(wù)業(yè)具有顯著的推動(dòng)效應(yīng),而服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更顯著的推動(dòng)效應(yīng)。

運(yùn)用面板協(xié)整技術(shù)研究OECD國(guó)家服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是一項(xiàng)新嘗試,本研究有存在不足的地方,如消除匯率和價(jià)格變動(dòng)對(duì)面板數(shù)據(jù)的影響,從而提高數(shù)據(jù)質(zhì)量的問(wèn)題,以及面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)與估計(jì)方法的技術(shù)也有待于改進(jìn)。

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第5篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

【關(guān)鍵詞】自由貿(mào)易區(qū) 貿(mào)易效應(yīng) 引力模型

一、引言

2002年11月，我國(guó)與東盟簽署《中國(guó)――東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，自此中國(guó)與東盟正式開(kāi)啟自貿(mào)區(qū)建設(shè)的進(jìn)程。2004年起“早期收獲計(jì)劃”開(kāi)始順利實(shí)施，有效促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易。而對(duì)于作為東盟成員國(guó)之一的新加坡來(lái)說(shuō)，無(wú)論在經(jīng)濟(jì)總量還是金融發(fā)展或是社會(huì)建設(shè)方面，新加坡在東盟十國(guó)中都處于領(lǐng)先的地位，且經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。因此，中國(guó)與新加坡的貿(mào)易往來(lái)也必將越發(fā)緊密。

2008年10月，中國(guó)與新加坡簽訂自貿(mào)區(qū)協(xié)議，新加坡成為東盟成員國(guó)中第一個(gè)單獨(dú)與中國(guó)建立雙邊自由貿(mào)易區(qū)的國(guó)家。經(jīng)過(guò)雙方的努力，2000――2015 年中國(guó)與新加坡之間進(jìn)出口貿(mào)易總額呈遞增趨勢(shì)，雙邊貿(mào)易額從2000年的331.5億美元增加到2015年的795億美元。此外，比較進(jìn)口和出口的數(shù)據(jù)可知，雖然中國(guó)對(duì)新加坡進(jìn)口總額和出口總額整體上增長(zhǎng)，但出口總額的增幅顯著高于進(jìn)口總額，表明中國(guó)對(duì)新加坡進(jìn)出口貿(mào)易順差進(jìn)一步擴(kuò)大的現(xiàn)象。

在進(jìn)出口結(jié)構(gòu)方面，莫瑤（2016）指出雙邊貿(mào)易以工業(yè)制成品為主，初級(jí)產(chǎn)成品比重較低。中國(guó)從新加坡進(jìn)口的貨物中，初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口額出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)現(xiàn)象，而工業(yè)制成品的進(jìn)口額大體保持著正增長(zhǎng)趨勢(shì)，工業(yè)制成品總額不斷擴(kuò)大。從中國(guó)對(duì)新加坡出口貨物結(jié)構(gòu)來(lái)看，中國(guó)對(duì)新加坡出口的初級(jí)產(chǎn)品總額和工業(yè)制成品總額均呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，且工業(yè)制成品的出口額遠(yuǎn)高于對(duì)初級(jí)產(chǎn)品的出口額。

中新自由貿(mào)易協(xié)定在中國(guó)――東盟自貿(mào)區(qū)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加快了雙邊減稅的進(jìn)程，加強(qiáng)了兩國(guó)在貨物、服務(wù)貿(mào)易等領(lǐng)域的經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系。中新兩國(guó)雙邊自由貿(mào)易區(qū)的建立預(yù)示著中國(guó)與新加坡的經(jīng)濟(jì)合作展開(kāi)了新的局面。在中國(guó)與新加坡雙邊貿(mào)易規(guī)模迅猛增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)下，中國(guó)和新加坡之間的貿(mào)易合作關(guān)系也發(fā)生顯著變化。分析中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)兩國(guó)貿(mào)易產(chǎn)生的影響，并探討成功的經(jīng)驗(yàn)，有利于為正在進(jìn)行中的自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)提供借鑒，為如何更好地運(yùn)用自由貿(mào)易區(qū)的優(yōu)勢(shì)發(fā)展貿(mào)易提供建議，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

通過(guò)閱讀文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對(duì)中國(guó)――東盟自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究?jī)?nèi)容較為豐富，而針對(duì)運(yùn)用引力模型來(lái)分析中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究則不夠全面。本文運(yùn)用擴(kuò)展的引力模型，分析中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)以及對(duì)比其貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對(duì)我國(guó)從東盟國(guó)家和從其他貿(mào)易伙伴的進(jìn)口產(chǎn)生的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)國(guó)內(nèi)已有一些研究成果。項(xiàng)義軍，厲佳佳（2014）指出中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立，促使兩國(guó)之間的貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，兩國(guó)根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)重新分配生產(chǎn)要素，優(yōu)化資源配置。而隨著兩國(guó)貿(mào)易合作深化，貿(mào)易額也將會(huì)再達(dá)到高峰。此外，從長(zhǎng)遠(yuǎn)的角度來(lái)看中新貿(mào)易的合作，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)會(huì)占據(jù)主導(dǎo)地位。于翱翔（2015）指出，中國(guó)與新加坡雙邊貿(mào)易額的增長(zhǎng)會(huì)對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生積極影響，它們之間的均衡關(guān)系是長(zhǎng)期且穩(wěn)定的。中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)成立后所帶來(lái)的兩國(guó)雙邊貿(mào)易的快速增長(zhǎng)，將會(huì)刺激中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高。

關(guān)于基于引力模型的中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)貿(mào)易效應(yīng)的研究：林琳，李懷琪（2015）從貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)兩方面對(duì)中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)建立后的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。包含的變量有各國(guó)GDP、距離變量、兩個(gè)貿(mào)易區(qū)的時(shí)間虛擬變量，運(yùn)用混合效應(yīng)的引力模型，得出中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的成立對(duì)非成員國(guó)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)相對(duì)較小，中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)以貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)為主的結(jié)論。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的數(shù)據(jù)，比較了中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)中國(guó)向新加坡的出口額和中國(guó)從新加坡的進(jìn)口額的影響。選取其他九個(gè)主要貿(mào)易伙伴進(jìn)行對(duì)比分析，得出中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中國(guó)同新加坡的進(jìn)出口貿(mào)易，即存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而對(duì)中國(guó)出口新加坡的促進(jìn)作用在減弱。因此，新加坡是建立自由貿(mào)易區(qū)的受益者。成利沙（2012）除傳統(tǒng)變量以外，還加入了利率、開(kāi)放度水平、匯率、金融危C等變量，運(yùn)用1995年第一季度至2011年第四季度的數(shù)據(jù)，得出中國(guó)與東盟自由貿(mào)易區(qū)以及中國(guó)與新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中新兩國(guó)的雙邊貿(mào)易，兩個(gè)自由貿(mào)易區(qū)所產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的結(jié)論。

通過(guò)閱讀文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)已有研究的不足：1.數(shù)據(jù)大多用的2012年及以前的數(shù)據(jù)，需要數(shù)據(jù)更新；2. 沒(méi)有進(jìn)行貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)在不同區(qū)域的差別比較。本文在已有優(yōu)秀研究的基礎(chǔ)上，一方面更新了數(shù)據(jù)，另一方面對(duì)比了中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)對(duì)于東盟成員國(guó)與對(duì)其他主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，彌補(bǔ)了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對(duì)比的分析，希望能為更好地發(fā)展自貿(mào)區(qū)提供政策建議。

三、理論模型

貿(mào)易引力模型是度量貿(mào)易流量和估算貿(mào)易潛力的重要方法，是國(guó)際貿(mào)易理論的重要組成部分。已經(jīng)有許多研究運(yùn)用引力模型來(lái)研究自由貿(mào)易區(qū)產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。貿(mào)易引力模型的理念最初來(lái)源于物理學(xué)領(lǐng)域著名的理論萬(wàn)有引力定律，它是指任意兩物體之間的相互引力與質(zhì)量成正比，與距離正反比。最早將引力模型運(yùn)用到國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域的是Tinbergen和Poyhonen。陳雯（2002）指出在1962年的一次演講中，Tinbergen第一次提出要運(yùn)用引力模型來(lái)研究雙邊貿(mào)易流量。而Poyhonen從1963年開(kāi)始在德國(guó)用引力模型來(lái)解釋國(guó)家間貿(mào)易流量的問(wèn)題，他們的研究有一個(gè)共同點(diǎn)，那就是研究的核心都是考察經(jīng)濟(jì)規(guī)模和距離對(duì)世界貿(mào)易流向與貿(mào)易流量的影響。他們指出，兩國(guó)雙邊貿(mào)易量的規(guī)模與兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量成正比，與兩國(guó)之間的距離成反比。引力模型的基本形式如下：

Xij=GSi MjΦij

其中，Xij表示 i國(guó)到j(luò)國(guó)的出口價(jià)值，Mj表示j 國(guó)所有的特定因素，表征進(jìn)口國(guó)的總需求，Si表示i國(guó)所有的特定因素，表征出口國(guó)總供給愿望。G表示與i和j無(wú)關(guān)的變量，例如世界自由化程度，Φij表示出口國(guó)i進(jìn)入j國(guó)市場(chǎng)的難易程度，通常用兩國(guó)首都或經(jīng)濟(jì)中心之間的距離或語(yǔ)言等變量來(lái)表示。

在研究中，通常將基本形式轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)線性形式，如：

lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij

其中，Xij： i國(guó)對(duì)j國(guó)的出口值，Yk（k=ij）：k國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值，Dij：i國(guó)與j國(guó)間的距離，Pij：區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成的虛擬變量，εij：模型誤差。

在引力模型后續(xù)的發(fā)展中，這一模型被學(xué)者們添加了更多的解釋變量，如人均收入、匯率、是否擁有共同語(yǔ)言或文化等等。

本文用中國(guó)向貿(mào)易伙伴的出口額與進(jìn)口額作為被解釋變量，中國(guó)與貿(mào)易伙伴的GDP、距離、人口乘積、中國(guó)――東盟自貿(mào)區(qū)時(shí)間虛擬變量、中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)時(shí)間虛擬變量作為解釋變量。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)原理，中國(guó)的GDP規(guī)模對(duì)于中國(guó)的進(jìn)口額有正向影響，貿(mào)易伙伴的GDP規(guī)模對(duì)中國(guó)的出口額有正向影響，兩國(guó)之間的距離對(duì)進(jìn)出口額有負(fù)影響。人口乘積對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易額有兩方面的作用，一方面人口數(shù)量越大，總需求越大。兩一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘積對(duì)進(jìn)口貿(mào)易額的作用方向不確定。而對(duì)于出口貿(mào)易額，匡增杰（2015）認(rèn)為人口變量對(duì)出口貿(mào)易具有兩方面的作用：一方面，隨著人口增加，國(guó)內(nèi)分工深化，產(chǎn)品總量增加，這將會(huì)增加國(guó)內(nèi)產(chǎn)品的出口。另一方面，人口增加會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)產(chǎn)品需求增加，減少國(guó)內(nèi)產(chǎn)品出口。中國(guó)――東盟自貿(mào)區(qū)、中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)建立的時(shí)間虛擬變量對(duì)于中國(guó)的貿(mào)易額預(yù)計(jì)有正的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和對(duì)其他國(guó)家負(fù)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）模型設(shè)定與檢驗(yàn)

1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)

貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是將貿(mào)易從低效率生產(chǎn)的本國(guó)生產(chǎn)者轉(zhuǎn)移至高效率生產(chǎn)的區(qū)域性貿(mào)易協(xié)定成員國(guó)。本文考察中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對(duì)中國(guó)與新加坡之間的貿(mào)易額的影響，分別從出口與進(jìn)口兩個(gè)方面來(lái)考察。描述經(jīng)濟(jì)總量的變量一般有GDP、人均GDP等，考慮到如果加入過(guò)多變量可能導(dǎo)致多重共線性，所以本文只包括了中國(guó)與新加坡的GDP來(lái)描述各自的總需求和總供給。由于只有一個(gè)國(guó)家，所以不包含距離變量。模型構(gòu)建如下：

線性化的進(jìn)口貿(mào)易引力模型：

lnEXt=α0 +α1lnCGDPt+ α2lnSGDPt +α3P1t + α4P2t+α5lcpop_lspopt +εt（1）

t=2000，2001…..2015 α0，……α4 為系數(shù)，εt 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

線性化的出口貿(mào)易引力模型：

lnIMt=β0+β1lnCGDPt +β2lnSGDPt + β3P1t + β4P2t +β5lncpop_popt+μt（2）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其中EX、IM分別為中國(guó)從新加坡的出口和進(jìn)口額，CGDP表示中國(guó)以現(xiàn)價(jià)美元計(jì)算的GDP總量，SGDP表示新加坡以現(xiàn)價(jià)美元計(jì)算的GDP總量。P2是虛擬變量，由于新加坡槎盟成員國(guó)，所以用P2表示中國(guó)――東盟“早期收獲計(jì)劃”在2004年的開(kāi)始，2004年以前P2為0，2004年以后為1。P1也是虛擬變量，表示中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立，2008年10月該自由貿(mào)易區(qū)建立，所以P1在2009年以前是0，在2009以后是1。

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（2）多重共線性檢驗(yàn)

Variable | VIF 1/VIF

----------+----------------------

ddlCGDP | 2.32 0.431207

ddlGDP | 1.92 0.520615

ddlcpop_pop | 1.44 0.695301

P1 | 1.30 0.768397

----------+----------------------

Mean VIF | 1.74

VIF檢驗(yàn)表示不存在多重共線性。

（3）序列相關(guān)檢驗(yàn)

經(jīng)過(guò)序列相關(guān)檢驗(yàn)，當(dāng)被解釋變量是ddlEX時(shí)，拒絕原假設(shè)，存在序列相關(guān)，需要修正序列相關(guān)；當(dāng)解釋變量為dlIM時(shí)，不能拒絕原假設(shè)，不需修正序列相關(guān)。

2、對(duì)于東盟國(guó)家的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)和對(duì)于其他重要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

貿(mào)易轉(zhuǎn)移是指在形成自由貿(mào)易區(qū)后，一國(guó)減少?gòu)纳a(chǎn)成本較低的非成員國(guó)的進(jìn)口，轉(zhuǎn)而向生產(chǎn)成本比較高的成員國(guó)進(jìn)口。本文研究的是中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，所以考察的是中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立對(duì)中國(guó)從非成員國(guó)進(jìn)口的影響，不涉及中國(guó)對(duì)非成員國(guó)出口的影響。根據(jù)此思路，在引力模型中，可以用虛擬變量P1來(lái)度量自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)從非成員國(guó)進(jìn)口所產(chǎn)生的影響，即貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。為了對(duì)比中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對(duì)于東盟成員的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)與對(duì)其他主要的貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)是否存在差異，本文選取除新加坡以外的9個(gè)東盟成員：馬來(lái)西亞、印度尼西亞、柬埔寨、老撾、泰國(guó)、越南、緬甸、菲律賓、文萊，以及日本、韓國(guó)、德國(guó)、美國(guó)、俄羅斯、巴西、加拿大、英國(guó)、澳大利亞、印度這十個(gè)中國(guó)較大的貿(mào)易伙伴國(guó)作為對(duì)比分析。

模型為：

lnIMit = β0 +β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit +β5P1t+β6lndisi+εit（3）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在分析中，本文采用2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢(shì)在于涵蓋更多的橫截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)，規(guī)避單一數(shù)據(jù)類型的時(shí)間和個(gè)體差異，增加模型擬合的效果和準(zhǔn)確性。

（1）平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)

（2）隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)檢驗(yàn)

蔣冠（2015）指出面板數(shù)據(jù)模型的回歸方法通常可以分為混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)三類?；旌戏椒ㄊ侵覆患訁^(qū)分地對(duì)任何個(gè)體和截面采用混合最小二乘法估計(jì)參數(shù)。固定效應(yīng)方法適用于系數(shù)效應(yīng)方向一致、大小相似的情況，細(xì)分為個(gè)體固定、時(shí)點(diǎn)固定和個(gè)體時(shí)點(diǎn)雙固定效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)方法是指將原來(lái)固定的系數(shù)作為隨機(jī)變量進(jìn)行回歸。通過(guò)檢驗(yàn)，本文模型中的隨機(jī)效應(yīng)顯著，且通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕原假設(shè)，故選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

（二）數(shù)據(jù)描述

引力模型變量說(shuō)明、數(shù)據(jù)來(lái)源及系數(shù)預(yù)期

描述統(tǒng)計(jì)量

（三）經(jīng)驗(yàn)結(jié)果分析

1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)

這里采用2000―2015年中新雙邊貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用Stata12計(jì)量軟件檢驗(yàn)中國(guó)――新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。得到如下結(jié)果：

在進(jìn)口模型中，R2為0.67，表明擬合優(yōu)度較好。虛擬變量P2前的系數(shù)為正，表明“早期收獲計(jì)劃”對(duì)中國(guó)從新加坡的進(jìn)口有促進(jìn)作用，與預(yù)期一致，但顯著性并不高。而虛擬變量P1前的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，但這并不能說(shuō)明中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)中國(guó)從新加坡的進(jìn)口有負(fù)的影響，因?yàn)榱至?，李懷琪?015）認(rèn)為 2008年正值全球性金融危機(jī)爆發(fā)，而新加坡作為主要的貿(mào)易型國(guó)家，受金融危機(jī)的影響比較大，弱化了對(duì)于進(jìn)口的促進(jìn)作用。此外，中國(guó)的ddlGDP在7.5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明中國(guó)從新加坡的進(jìn)口與中國(guó)的GDP規(guī)模即總需求有著較大關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)理論相一致。由于人口的增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)口的影響有兩方面的影響，一是人口增長(zhǎng)帶來(lái)總需求的增長(zhǎng)，進(jìn)口需求會(huì)增加，二是人口的增L導(dǎo)致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的進(jìn)口模型中，人口乘積前的系數(shù)為負(fù)，且在5%的顯著性水平上顯著，與我們預(yù)期相反。

在出口模型中，R2為0.7，擬合效果較好。虛擬變量P1前的系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立具有出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。此外，新加坡的ddlSGDP在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明中國(guó)向新加坡的出口額與新加坡的GDP規(guī)模有著密切關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)理論相符。

將虛擬變量P1與P2前的系數(shù)相比，發(fā)現(xiàn)中國(guó)――新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)相比中國(guó)――東盟自由貿(mào)易區(qū)較大。由于中國(guó)――新加坡與中國(guó)――東盟相比，所涉及的貿(mào)易范圍更廣，關(guān)稅減讓力度更大，因此中新兩國(guó)的經(jīng)貿(mào)合作進(jìn)一步得到了加深。但二者的系數(shù)的都較小，說(shuō)明貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)并沒(méi)有完全發(fā)揮。

2、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

第6篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

關(guān)鍵詞：貿(mào)易引力模型；產(chǎn)業(yè)用紡織品；貿(mào)易出口額；貿(mào)易影響因素

中圖分類號(hào)： F72 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2016）14-0169-02

引力模型的思想和概念源自物理學(xué)中牛頓提出的萬(wàn)有引力定律：兩物體之間相互引力與兩個(gè)物體的質(zhì)量大小成正比，與兩物體之間的距離遠(yuǎn)近成反比。早在20世紀(jì)50年代初期， Isard&Peck（1954）和Beckerman（1956）即憑直覺(jué)發(fā)現(xiàn)地理位置上越相近的國(guó)家之間貿(mào)易流動(dòng)規(guī)模越大的規(guī)律。而將貿(mào)易引力模型應(yīng)用于研究國(guó)際貿(mào)易的是Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963），并提出了該模型的觀點(diǎn)：兩國(guó)雙邊貿(mào)易規(guī)模與兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量成正比，與兩國(guó)之間的距離成反比。近些年以來(lái)，引力模型在雙邊貿(mào)易流量決定因素實(shí)證研究中的應(yīng)用越來(lái)越廣泛，其理論基礎(chǔ)也越來(lái)越完善。

引言

在我國(guó)的紡織品進(jìn)出口貿(mào)易中，貿(mào)易的引力模型用來(lái)分析中國(guó)的紡織品在海外市場(chǎng)上的經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力以及市場(chǎng)，從而如何影響貿(mào)易出口的機(jī)制。谷克鑒（2001） 對(duì)引力模型的理論、方法進(jìn)行了理論驗(yàn)證，并建議在構(gòu)造我國(guó)貿(mào)易引力模型時(shí)應(yīng)增加一個(gè)外向型貿(mào)易轉(zhuǎn)移推動(dòng)的變量，以揭示過(guò)渡經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)貿(mào)易流量和貿(mào)易流向的影響。李應(yīng)振、李玉舉（2010）根據(jù)增長(zhǎng)率趨勢(shì)法將1979―2008年分為三個(gè)時(shí)期，從而進(jìn)一步實(shí)證得出：進(jìn)口替代能力、進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)特征、宏觀調(diào)控措施、各國(guó)對(duì)華貿(mào)易政策、大項(xiàng)目集中進(jìn)口等是影響波動(dòng)的主要因素。常榮平（2016）對(duì)中國(guó)與其前27為貿(mào)易國(guó)的出口總額運(yùn)用貿(mào)易引力模型進(jìn)行了影響因素的實(shí)證分析，從文化、政策、經(jīng)濟(jì)等多個(gè)角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)出口總額與地理位置、文化距離呈負(fù)相關(guān)，與經(jīng)濟(jì)總量、是否簽訂FTA、人均收入呈正相關(guān)；同時(shí)，更深層次分析了我國(guó)與不同國(guó)家之間的貿(mào)易潛力、貿(mào)易不足，提出了進(jìn)步的發(fā)展空間。

一、產(chǎn)業(yè)用紡織品

作為世界上最大的紡織品進(jìn)出口國(guó)，紡織業(yè)是中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)重要的支柱產(chǎn)業(yè)之一，對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用非常重要。產(chǎn)業(yè)用紡織品是新興產(chǎn)業(yè)，是紡織工業(yè)三大方向之一，其技術(shù)含量高、高附加值、高人均產(chǎn)值等特性使其成為了紡織工業(yè)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)和調(diào)整轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵。我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易主要集中在發(fā)達(dá)的歐美國(guó)家和亞洲國(guó)家，其中，歐美發(fā)達(dá)國(guó)家以美國(guó)和德國(guó)為主，日本、韓國(guó)以及中國(guó)香港則是亞洲紡織品貿(mào)易進(jìn)出口主導(dǎo)地區(qū)。同時(shí)，亞洲地區(qū)的進(jìn)口份額遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了歐美地區(qū)的進(jìn)出口份額。

產(chǎn)業(yè)用紡織品是紡織業(yè)的重要構(gòu)成部分，與一般的服裝用、家用紡織品不同，它是指經(jīng)過(guò)專門設(shè)計(jì)的、具有工程結(jié)構(gòu)特點(diǎn)的紡織品。目前，產(chǎn)業(yè)用紡織品已被廣泛應(yīng)用于交通運(yùn)輸、航空航天、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護(hù)、新能源等領(lǐng)域。常見(jiàn)的產(chǎn)業(yè)用紡織品有：包裝材料、土工布、蓬蓋布、工業(yè)用邊料、產(chǎn)業(yè)用線、繩、纜，文娛體育用品的基布，過(guò)濾網(wǎng)材料及篩網(wǎng)等。

在產(chǎn)品市場(chǎng)中，產(chǎn)品需求量的影響因素通常分為需求和供給兩個(gè)層面，對(duì)于產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響因素分析同樣也可以從這兩個(gè)方面進(jìn)行研究。需求因素主要包括國(guó)內(nèi)紡織業(yè)發(fā)展水平、紡織類產(chǎn)品結(jié)構(gòu)狀況和其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)需求量的變化，同時(shí)也包含其他因素，如國(guó)民收入的提高、外資數(shù)量等因素。供給因素則主要是受國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)用紡織品行業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)張、國(guó)內(nèi)外同類可替代產(chǎn)品價(jià)格差異或因人民幣升值而產(chǎn)生的進(jìn)口價(jià)格差異等影響。

國(guó)內(nèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求是我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易的最大影響因素，并且我國(guó)對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求量仍在增長(zhǎng)。國(guó)民收入的增加代表著人們對(duì)生活品質(zhì)的要求提供，從而需求的紡織品數(shù)量增加、質(zhì)量提升以及品種更多樣化。特別在當(dāng)前低碳經(jīng)濟(jì)和節(jié)能減排的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，環(huán)保、高效復(fù)合型的產(chǎn)業(yè)用紡織品備受關(guān)注。因而國(guó)民收入的增加會(huì)擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額需求。從目前來(lái)看，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)用紡織品產(chǎn)量的提高并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性地減少對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口量。相反，進(jìn)口額相比生產(chǎn)量增長(zhǎng)更快，這說(shuō)明國(guó)內(nèi)產(chǎn)量雖然在提高，但是并沒(méi)有在根本上滿足國(guó)內(nèi)對(duì)于產(chǎn)業(yè)用紡織品特別是高端產(chǎn)業(yè)用紡織品領(lǐng)域的需求。雖然同時(shí)期進(jìn)口價(jià)格有所增長(zhǎng)，但并沒(méi)有抑制進(jìn)口額的增長(zhǎng)，相反我們看到的是進(jìn)口額隨著進(jìn)口價(jià)格增長(zhǎng)而正向增長(zhǎng)。這說(shuō)明，價(jià)格的增長(zhǎng)對(duì)進(jìn)口量的影響并不大，產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口可供選擇的合適替代產(chǎn)品較少，需求彈性較剛，因而進(jìn)口量的變化并不明顯。

二、貿(mào)易引力模型

貿(mào)易引力模型作為研究雙邊貿(mào)易流量的經(jīng)典模型，已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于影響雙邊貿(mào)易因素的研究。很多學(xué)者也通過(guò)實(shí)證研究證明了雙邊貿(mào)易流量和兩國(guó)間經(jīng)濟(jì)總量以及兩國(guó)距離之間存在重要關(guān)系。那么，雙邊貿(mào)易國(guó)經(jīng)濟(jì)總量以及兩國(guó)間距離是否會(huì)影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品從何國(guó)進(jìn)口，即我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口是否會(huì)傾向于選擇經(jīng)濟(jì)總量大的、距離相對(duì)較近的國(guó)家？對(duì)此，我們將從這個(gè)方面入手，利用2014年我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額最大的30個(gè)國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)貿(mào)易引力模型對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口國(guó)別選擇進(jìn)行實(shí)證分析，以檢驗(yàn)兩國(guó)經(jīng)濟(jì)總量和兩國(guó)間距離對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響。

Tinbergen和Poyhonen提出的原始貿(mào)易引力模型表達(dá)式為：

其中，Tij是兩國(guó)雙邊貿(mào)易額，Yi是i國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值，Yj是j國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值，一般用兩國(guó)的GDP代替；Dij是兩國(guó)之間的空間地理距離，一般可以從地圖上得知；A是常數(shù)。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

為了便于實(shí)證研究，將上式轉(zhuǎn)化成對(duì)數(shù)的線性方程形式，并增加隨機(jī)誤差項(xiàng)，得到下式：

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2014年我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口具有代表性的30個(gè)國(guó)家，利用2014年的橫截面數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究。數(shù)據(jù)一部分來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《紡織工業(yè)發(fā)展報(bào)告》、《紡織工業(yè)發(fā)展報(bào)告》等，貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)自于Uncomtrade，各國(guó)的GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于2014年IMF網(wǎng)站的年度數(shù)據(jù)，我國(guó)與各國(guó)的距離數(shù)據(jù)為我國(guó)首都北京與各國(guó)首都之間的直線距離，從百度地圖網(wǎng)站查詢計(jì)算得到。

我們將貿(mào)易引力模型的公式轉(zhuǎn)變成了對(duì)數(shù)形式，再依據(jù)新加入的變量，最終確定貿(mào)易引力模型公式為：

式中，InMij表示取對(duì)數(shù)后的我國(guó)從貿(mào)易伙伴國(guó)的產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額，InGiGj表示取對(duì)數(shù)后的我國(guó)與貿(mào)易伙伴國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積，InDij表示的是我國(guó)首都北京與貿(mào)易伙伴國(guó)首都之間的直線距離，InEXj表示的是貿(mào)易伙伴國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品總出口額；APEC是虛擬變量，如果貿(mào)易伙伴國(guó)是亞太經(jīng)濟(jì)合作組織成員國(guó)，則APEC為1，否則為0。β0到β4是各變量的相關(guān)系數(shù)，β0是常數(shù)，μ是殘差項(xiàng)。

利用Stata軟件進(jìn)行回歸分析后得到回歸方程如下式：

四、回歸結(jié)果分析

由回歸結(jié)果可知，我國(guó)與貿(mào)易伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量會(huì)影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口額，兩國(guó)經(jīng)濟(jì)總量每變動(dòng)1個(gè)百分比，我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口變動(dòng)0.65個(gè)百分點(diǎn)。兩國(guó)間距離也顯著影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易，變動(dòng)系數(shù)為負(fù)的1.82，表明距離增加將會(huì)使我國(guó)考慮適量減少?gòu)脑搰?guó)的進(jìn)口。此外，伙伴國(guó)的出口增加對(duì)我國(guó)進(jìn)口起到促進(jìn)作用，伙伴國(guó)每增加1個(gè)百分點(diǎn)的出口，我國(guó)將多從該國(guó)進(jìn)口1.06個(gè)百分點(diǎn)。另外，APEC成員國(guó)因素對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口的影響不是非常明顯，在0.1的顯著性水平下并不顯著，可見(jiàn)APEC這一制度性因素并沒(méi)有對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織的進(jìn)口有太大影響（此處回歸得出的系數(shù)為負(fù)可能與選取的數(shù)據(jù)樣本有關(guān)，按正常理論與事實(shí)系數(shù)應(yīng)該為正）。由此可見(jiàn)，我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易符合貿(mào)易引力模型，即貿(mào)易雙邊經(jīng)濟(jì)總量越大，產(chǎn)業(yè)用紡織品的貿(mào)易量也會(huì)越大，我國(guó)進(jìn)口額越多；而兩國(guó)間地理距離會(huì)對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口起到阻礙作用，即相同情況下會(huì)更多地考慮從距離較近的國(guó)家進(jìn)口。此外，若貿(mào)易伙伴增加產(chǎn)業(yè)用紡織品的出口的話，則會(huì)增加我國(guó)對(duì)伙伴國(guó)的進(jìn)口。相對(duì)來(lái)說(shuō)，APEC成員國(guó)對(duì)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口影響并不顯著，即APEC經(jīng)貿(mào)制度對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)出口貿(mào)易額影響的成效不是很顯著，原因可能是產(chǎn)業(yè)用紡織品行業(yè)多數(shù)在歐美地區(qū)更為發(fā)達(dá)。

五、結(jié)論

本文主要從回歸分析和貿(mào)易引力模型檢驗(yàn)兩個(gè)方面對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。回歸分析中，從需求因素、供給因素、價(jià)格因素三個(gè)方面選取了4個(gè)解釋變量，建立回歸方程。雖然本文并未實(shí)證解析該回歸，但從實(shí)證研究可知，國(guó)內(nèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)用紡織品的需求量是影響產(chǎn)業(yè)用紡織品進(jìn)口貿(mào)易的最大因素，需求量的持續(xù)增長(zhǎng)引發(fā)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額增加；國(guó)民收入提高會(huì)增加產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額需求；而國(guó)內(nèi)產(chǎn)量的提高和進(jìn)口平均價(jià)格的增長(zhǎng)并沒(méi)有影響到我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口，可能原因是我國(guó)國(guó)內(nèi)的產(chǎn)業(yè)用紡織品生產(chǎn)主要還是集中于中低端常規(guī)產(chǎn)品，國(guó)內(nèi)產(chǎn)量的提高并沒(méi)有影響到我國(guó)對(duì)于高端產(chǎn)業(yè)用紡織品的大量進(jìn)口需求。而匯率水平和紡織業(yè)利用外資情況對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)用紡織品的進(jìn)口額并沒(méi)有造成實(shí)際影響。

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第7篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

摘 要 進(jìn)口貿(mào)易是國(guó)際技術(shù)溢出的重要渠道。本文在CH、LP等經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上,根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀,通過(guò)構(gòu)造適當(dāng)?shù)臐撛诩夹g(shù)溢出模型,使用1978-2007年我國(guó)產(chǎn)出,進(jìn)口貿(mào)易和研發(fā)投入等相關(guān)數(shù)據(jù),實(shí)證研究了我國(guó)基于進(jìn)口貿(mào)易的國(guó)際技術(shù)溢出技術(shù)知識(shí)存量的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。結(jié)果表明進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞 進(jìn)口貿(mào)易 技術(shù)溢出 經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

一、問(wèn)題提出

所謂技術(shù)溢出是指在貿(mào)易或其他經(jīng)濟(jì)行為中,先進(jìn)技術(shù)擁有者有意識(shí)或無(wú)意識(shí)地轉(zhuǎn)讓或傳播他們的技術(shù),促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)和生產(chǎn)力的提高。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中,發(fā)展中國(guó)家可以通過(guò)國(guó)際間的技術(shù)擴(kuò)散來(lái)促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率的提高。20世紀(jì)80年代,新增長(zhǎng)理論開(kāi)始將技術(shù)變動(dòng)、進(jìn)口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者聯(lián)合起來(lái)研究,認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易是技術(shù)進(jìn)步的一項(xiàng)主要原因,此后不少學(xué)者作了很多關(guān)于國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出的研究,特別是從20世90年代以來(lái),進(jìn)口貿(mào)易顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)已經(jīng)被大量的實(shí)證研究所證明。

二、文獻(xiàn)綜述

新增長(zhǎng)理論認(rèn)為,創(chuàng)新是一國(guó)技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率提高的主要?jiǎng)恿?Coe和Helpman(1995)①以此為基礎(chǔ),首次實(shí)證分析了國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng),他們研究了1970到1990二十年間經(jīng)合組織21個(gè)成員國(guó)和以色列的相關(guān)面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外的R&D存量對(duì)一國(guó)的技術(shù)進(jìn)步(用全要素生產(chǎn)率TFP表示)有重大影響。他們的研究成為后繼文獻(xiàn)的基石,此后的文獻(xiàn)在上述基礎(chǔ)上增加更多的控制變量來(lái)對(duì)貿(mào)易的技術(shù)溢出作更深入的研究。

在實(shí)證過(guò)程中,核心問(wèn)題是如何度量外國(guó)溢出的R&D存量,Coe和Helpman(1995)在模型中用進(jìn)口比例來(lái)加權(quán)得出貿(mào)易伙伴的R&D溢出,實(shí)證的結(jié)果是積極地,但是這種方法存在一定的缺陷:由于各個(gè)國(guó)家的國(guó)內(nèi)技術(shù)知識(shí)存量是不同的,根據(jù)Coe和Helpman(1995)的方法,如果將兩個(gè)國(guó)家合并成為一個(gè)國(guó)家,那么就會(huì)得出合并后溢出的研發(fā)資本遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于合并前兩國(guó)分別溢出的研發(fā)資本之和,從而對(duì)TFP的影響較合并前增強(qiáng),然而數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)單加總是不可能對(duì)TFP產(chǎn)生新的影響的。

Lichtenberg和 Pottelsberghe(1998)②對(duì)CH模型進(jìn)行了改進(jìn),用貿(mào)易伙伴國(guó)的產(chǎn)出來(lái)代替CH模型中的分母(本國(guó)的進(jìn)口總額)。但是,由于出口額只占產(chǎn)出的一部分,而出口到某一個(gè)貿(mào)易伙伴(吸收方)的份額又只是總出口額的一部分,所以分子小而分母過(guò)大,不能準(zhǔn)確反映出口所物化的技術(shù)知識(shí)存量,導(dǎo)致LP實(shí)證的關(guān)于貿(mào)易的技術(shù)溢出知識(shí)存量數(shù)值偏小。

隨后,在CH和LP模型的研究基礎(chǔ)上,國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者利用跨國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出進(jìn)行了實(shí)證分析,實(shí)證的結(jié)果均支持了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)進(jìn)口國(guó)技術(shù)進(jìn)步的顯著正向作用。

本文采用蔡虹,孫順成(2008)③的公式變形和計(jì)算外國(guó)溢出R&D存量的方法,在此基礎(chǔ)上延長(zhǎng)時(shí)間序列樣本,對(duì)中國(guó)1978到2007三十年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,通過(guò)測(cè)算技術(shù)知識(shí)存量的邊際收益率,從而對(duì)國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)研究做一些新的嘗試。

三、計(jì)量模型的設(shè)定

一般將技術(shù)知識(shí)存量的邊際生產(chǎn)率定義為研究開(kāi)發(fā)對(duì)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn),利用廣義的C-D函數(shù)可以推出這一邊際生產(chǎn)率。假設(shè)技術(shù)進(jìn)步是?？怂怪行缘?根據(jù)蔡虹,孫順成(2008),有如下形式的C-D函數(shù):

其中, 表示t年的綜合技術(shù)水平, 、 、 分別表示第t年的總產(chǎn)出,資本和勞動(dòng)投入, 為t年的技術(shù)知識(shí)存量, 、 、 均為常數(shù)。將上式兩邊取對(duì)數(shù),可得:

= + + +

將上式兩邊同時(shí)對(duì)R求偏導(dǎo),可得: ,其中 即為技術(shù)知識(shí)存量的邊際生產(chǎn)率或邊際收益率。本文的方法是先用最小二乘估計(jì)求出 的值,然后通過(guò)公式 得出每年的邊際收益率。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

在確定進(jìn)入模型的中國(guó)的貿(mào)易對(duì)象國(guó)時(shí),本文選擇了G7國(guó)家。根據(jù)聯(lián)合國(guó)教科文組織的資料以及OECD、NSF等機(jī)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),OECD國(guó)家占有全球R&D支出的大部分份額,而OECD國(guó)家的R&D活動(dòng)又相對(duì)集中在G7國(guó)家。因此,本文在實(shí)證研究中主要選取G7國(guó)家為樣本點(diǎn)④。其中用GDP來(lái)反映總產(chǎn)出水平Y(jié),數(shù)據(jù)來(lái)源為世界銀行的發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù);中國(guó)的資本存量K用社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額代替,數(shù)據(jù)來(lái)源為各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,K和Y的數(shù)據(jù)均采用1987年不變美元價(jià)格;L用每年年末從業(yè)人員來(lái)表示,數(shù)據(jù)來(lái)源為各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

R在這里表示技術(shù)知識(shí)存量,即被我國(guó)同化并吸收了的來(lái)自于進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)知識(shí)存量,其計(jì)算公式如下: ,其中i代表中國(guó),j分別代表G7國(guó)家, 為j國(guó)在t年通過(guò)與中國(guó)貿(mào)易而溢出的技術(shù)知識(shí)存量。 為i國(guó)在t年對(duì)國(guó)家j外溢技術(shù)的同化能力系數(shù)。

1. 的測(cè)算

的測(cè)算是整個(gè)計(jì)量的關(guān)鍵,本文借用蔡虹,孫順成(2008)的計(jì)算方法,用貿(mào)易伙伴國(guó)的出口總額 來(lái)替代貿(mào)易伙伴國(guó)的總產(chǎn)出 。公式如下: ,其中, 和 的數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)comtrade.省略/和各期中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒。

2. 的測(cè)算

然而,從發(fā)達(dá)國(guó)家外溢的技術(shù)知識(shí)存量有多少能被中國(guó)吸收并轉(zhuǎn)化為對(duì)TFP的貢獻(xiàn),還依賴于中國(guó)的技術(shù)吸收同化能力。Hur和 Wantanabe(2002)⑤推導(dǎo)出了技術(shù)同化能力系數(shù)的計(jì)算公式: ,其中, 是國(guó)家i從貿(mào)易伙伴國(guó)j進(jìn)口的商品量, 是j國(guó)在t期的出口總額, 是i國(guó)(即中國(guó))的技術(shù)陳腐率。這樣,我們就可以計(jì)算得出 的值。

五、進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出經(jīng)濟(jì)效應(yīng)計(jì)量

實(shí)際操作中,將擴(kuò)展的C-D函數(shù)兩邊同時(shí)除以L,其中假設(shè) =1- ,可得:

這個(gè)經(jīng)過(guò)變形的生產(chǎn)函數(shù),把 、 以及 作為三個(gè)新的變量,通過(guò)最小二乘法的線性回歸,可得出 、 和 的預(yù)測(cè)值,回歸結(jié)果為: =0.6398,T檢驗(yàn)值=12.6695, =0.1494,T檢驗(yàn)值=1.7139, =0.9732,F檢驗(yàn)值=527.44。從回歸結(jié)果來(lái)看, 為0.975,修正的可決系數(shù)為0.973,這說(shuō)明此模型對(duì)樣本擬合很好,F檢驗(yàn)值遠(yuǎn)大于 的臨界值,說(shuō)明該模型在95%的概率下顯著成立。T檢驗(yàn)也全通過(guò)。

由此將 值帶入知識(shí)存量邊際收益率的公式,經(jīng)過(guò)計(jì)算整理可得中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出知識(shí)存量的邊際收益率 ,進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)知識(shí)促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),產(chǎn)出彈性為0.1494;平均邊際收益率為2.29%。

六、結(jié)論

本文在CH、LP等經(jīng)典模型的基礎(chǔ)上,借用適當(dāng)?shù)哪Ｐ秃陀?jì)算外國(guó)溢出R&D存量的方法,通過(guò)改革開(kāi)放三十年來(lái)我國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù),實(shí)證研究了我國(guó)基于進(jìn)口貿(mào)易的國(guó)際技術(shù)溢出技術(shù)知識(shí)存量的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。得出了和前人研究相似的結(jié)論:國(guó)際貿(mào)易是技術(shù)溢出的重要渠道;進(jìn)口貿(mào)易在我國(guó)技術(shù)吸收過(guò)程中扮演著重要的作用,并且對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了一定的貢獻(xiàn),平均邊際收益率達(dá)到2.29%。

但是,國(guó)際貿(mào)易技術(shù)溢出問(wèn)題是很復(fù)雜的,本文只是從一個(gè)角度證明了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,實(shí)際中進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出還受很多因素的影響,比如進(jìn)口滲透率、人力資本、貿(mào)易開(kāi)放度和國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等,這些因素如何影響進(jìn)口貿(mào)易中的技術(shù)溢出,是本文沒(méi)有涉及到的。

注釋:

①Coe D T,Helpman E.International R&D spillovers.European Economic Review. 1995.39(1):859-887.

②Lichtenberg F,Pottelsberghe de la Potterie.International R&D Spillovers:a comment. European Economic Review.1998.42(8):1483-1491.

③蔡虹,孫順成.進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究.西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版).2008.1:25-29.

④方希樺,包群,賴明勇.國(guó)際技術(shù)溢出:基于進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究.中國(guó)軟科學(xué).2004(7).

⑤HurK,Watanabe C.Dynamic process of technology spillover:a transfer function approach.Technovation.2002.22(7):437―444.

參考文獻(xiàn):

[1]Kwang In Hur,Chihiro Watanabe1 Dynamic process of technology spillover:a transfer function approach.Technovation.2002(22):437-444.

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[3]Lumenga-Neso,Oliver,Marcelo Olarreaga and Maurice Schiff.On"Indirect"trade-Related R&D Spillovers:A Count.European Economic Review.2001(42):1483-1491.

第8篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

關(guān)鍵詞：中國(guó)；東盟；垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易

作者簡(jiǎn)介：文爭(zhēng)為(1974－)，女，四川安岳人，博士研究生，重慶大學(xué)貿(mào)易及行政學(xué)院講師，主要從事國(guó)際貿(mào)易理論研究。

中圖分類號(hào)：F112.1　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1006－1096(2007)03－0049－03　收稿日期：2007－03－19

一、中國(guó)－東盟貿(mào)易模式：描述性分析

近20年，東盟與中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都伴隨貿(mào)易依存度的迅速上升，2004年，中國(guó)與東盟中的馬來(lái)西亞、菲律賓、泰國(guó)及新加坡的貿(mào)易依存度，超過(guò)世界平均水平44.5％與發(fā)展中國(guó)家的平均水平69％，其中新加坡的貿(mào)易依存度更是高達(dá)348％。中國(guó)一東盟之間的貿(mào)易，按SITC Rev.30－9分類，1992～2005期間，商品結(jié)構(gòu)表現(xiàn)在：第一，中國(guó)與東盟的雙邊貿(mào)易集中在燃料和劑、化工產(chǎn)品、制成品及機(jī)器、交通設(shè)備上；第二，在1990年代前半期年份額較高的食品及活動(dòng)物、除燃料外的不可食用原料比重逐漸下降，到2005年，已成為貿(mào)易量較小的門類；第三，機(jī)器、交通設(shè)備的比重迅速上升，從1992年的10.52％上升到2005年的54.74％，年均增長(zhǎng)率達(dá)12.5％；第四，燃料和劑在1990年代前半期年還占據(jù)超過(guò)1／5的貿(mào)易量，但在1990年代中期之后，比重下降，穩(wěn)定在10％左右。

總之，中國(guó)與東盟的雙邊貿(mào)易中，技術(shù)與資本要求高的機(jī)電類產(chǎn)品逐漸占據(jù)了雙邊貿(mào)易的半壁江山是中國(guó)東盟雙邊貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)方面最突出的特征。機(jī)電類產(chǎn)品也是行業(yè)內(nèi)貿(mào)易最為活躍的產(chǎn)品領(lǐng)域。作者計(jì)算了中國(guó)－東盟1992－2005年期間，雙邊貿(mào)易的G－L指數(shù)，然后列出某一行業(yè)的G－L指數(shù)與該行業(yè)在當(dāng)年貿(mào)易額中所占比重之積排在前五位的行業(yè)。以往的國(guó)內(nèi)研究大多是在SITC一位數(shù)或兩位數(shù)的分類的基礎(chǔ)上來(lái)計(jì)算G－L指數(shù)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平與分類的粗細(xì)程度直接相關(guān)，本文在SITC Rev.3三位數(shù)分類的基礎(chǔ)上來(lái)衡量中國(guó)一東盟的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，見(jiàn)表1。

從表1可看到，首先，中國(guó)一東盟貿(mào)易的G－L指數(shù)大致呈上升的趨勢(shì)；其次，前五位的商品集中在333(原油)、334(石油制品)以及752(自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、759(辦公機(jī)器零件)、764(電信設(shè)備及零件)、776(晶體管及真空管)。除333、334外，其余皆為第7類產(chǎn)品，即行業(yè)內(nèi)貿(mào)易最為活躍的產(chǎn)品領(lǐng)域同樣是第7類產(chǎn)品，且752、759、764及776是我們通常認(rèn)為的高技術(shù)產(chǎn)品。值得注意的是，中國(guó)和東盟國(guó)家在SITCRev.3編號(hào)為75(辦公及數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、76(通訊設(shè)備)、77(電氣設(shè)備)三類高技術(shù)產(chǎn)品中，出口額在世界總進(jìn)口額中的比重接近甚至超過(guò)東亞的發(fā)達(dá)國(guó)家日本；其次，中國(guó)在高技術(shù)產(chǎn)品的世界市場(chǎng)份額的增長(zhǎng)速度驚人，1992～2005年，75、76、77三類產(chǎn)品的市場(chǎng)份額年均增長(zhǎng)率分別達(dá)到了29.18％，14.7％與14.6％。最后，我們注意到日本在這三類產(chǎn)品的世界市場(chǎng)份額是下降的(詳見(jiàn)表2)。而中國(guó)與東盟這三類產(chǎn)品的貿(mào)易對(duì)外部市場(chǎng)的依賴性強(qiáng)。中國(guó)對(duì)東盟出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額為：1992～1995年為4.68％，1996～2000年為8.06％，2001～2005年為7.83％；而2001～2005年，對(duì)香港、美國(guó)、日本與歐洲的出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額分別為22．86％，22.99％，11％，18.98％。對(duì)東盟而言，2001～2005年，這三類產(chǎn)品對(duì)中國(guó)、美國(guó)、日本、歐洲的出口占三類產(chǎn)品總出口額的份額分別為：6.04％，20.22％，9.75％，14.74％；而東盟國(guó)家內(nèi)部貿(mào)易的比重占三類產(chǎn)品出口總額的比重為24.67％。在高技術(shù)產(chǎn)品的貿(mào)易方面，中國(guó)與東盟，對(duì)美國(guó)與歐洲市場(chǎng)的依賴性強(qiáng)，對(duì)比之下，歐盟國(guó)家在這三類產(chǎn)品上內(nèi)部貿(mào)易的比重在2001～2005年高達(dá)59.08％，更多地依賴內(nèi)部市場(chǎng)。

從以上對(duì)中國(guó)東盟貿(mào)易模式的分析可以看出，中國(guó)－東盟的貿(mào)易模式與一般發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體之間的通常貿(mào)易模式及比較優(yōu)勢(shì)是不太一致的。中國(guó)與東盟的雙邊貿(mào)易機(jī)電類產(chǎn)品的比重超過(guò)一半；且在75、76、77三類產(chǎn)品的世界市場(chǎng)份額高，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易活躍，且對(duì)美國(guó)與歐洲市場(chǎng)的依賴性都較強(qiáng)。

二、垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的度量方法及中國(guó)東盟電氣、電子類產(chǎn)品的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平及特征

(一)計(jì)算方法

為了將垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易區(qū)分開(kāi)來(lái)，作者采用Kyoji Fukao和Hikari Ishido(2003)在Greenway，Hine，andMilner(1995)的研究的基礎(chǔ)上發(fā)展出的方法，這種方法假設(shè)同一商品進(jìn)口與出口單位價(jià)值的差異顯示了兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體之間進(jìn)出口同一產(chǎn)品的質(zhì)量差異。根據(jù)這一方法，可以將雙邊貿(mào)易按具體的產(chǎn)品門類分為三種模式：一是單向貿(mào)易(WTO)；二是水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易(HIIT)；三是垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易(VIIT)。

表3中，Mkkj為k國(guó)從k，進(jìn)口j產(chǎn)品的進(jìn)口額；類似地，Mkkj為k國(guó)從k國(guó)進(jìn)口j產(chǎn)品的進(jìn)口額；UVkkj為k國(guó)從k國(guó)進(jìn)口的j產(chǎn)品的單位價(jià)值；UVkkj為k國(guó)從k國(guó)進(jìn)口的j產(chǎn)品的單位價(jià)值。本文采用25％作為區(qū)分水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易與垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的“門檻”。如果某一產(chǎn)品出口的單位價(jià)值與進(jìn)口的單位價(jià)值之比在0.8至1.25之間，則為水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易，反之則為垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。之前的學(xué)者的研究，比如Greena-way，Hine，and Milner(1994)，and Fontagné，F(xiàn)reudenberg，and Péridy(1997)都以15％為門檻來(lái)區(qū)分水平與垂直行業(yè)內(nèi)貿(mào)易，本文采用的是25％的標(biāo)準(zhǔn)，因?yàn)椋嘿Q(mào)易統(tǒng)計(jì)的商品價(jià)值會(huì)受到匯率波動(dòng)的影響；本文在HS1996六位數(shù)的基礎(chǔ)七來(lái)計(jì)算商品的單位價(jià)值，由于加總，會(huì)產(chǎn)生一些干擾。

(二)數(shù)據(jù)分析

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源為聯(lián)合國(guó)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)，這一數(shù)據(jù)庫(kù)提供了中國(guó)與東盟1996～2005期間所有HS1996六位數(shù)分類的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，本文使用的是中國(guó)所報(bào)告的數(shù)據(jù)。本文第二部分已分析到技術(shù)與資本要求高的機(jī)電類產(chǎn)品占據(jù)了雙邊貿(mào)易的半壁江山，并且SITC Rev.3三位數(shù)分類752(自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備)、759(辦公機(jī)器零件)、764(電信設(shè)備及零件)、776(晶體管及真空管)的產(chǎn)品是1992～2005年間，G-L指數(shù)乘以該行業(yè)在當(dāng)年貿(mào)易額中所占比重排在前五位的產(chǎn)品門類，所以本文選取HS1996六位數(shù)分類以85(電氣、電子設(shè)備)打頭的產(chǎn)品作為研究對(duì)象來(lái)計(jì)算中國(guó)一東盟之間的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易狀況。

必須指出的是UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)存在以下的局限性：一是由于保密的原因，許多國(guó)家在報(bào)告相關(guān)數(shù)據(jù)的時(shí)候隱瞞了一些細(xì)節(jié)情況，這造成低一級(jí)數(shù)據(jù)加總為高一級(jí)數(shù)據(jù)時(shí)并不一定相等。比如，以中國(guó)以85打頭的HS1996六位數(shù)分類出口額加總并不等于中國(guó)HSl996兩位數(shù)分類85的出口額。二是由于某些經(jīng)濟(jì)體在某些年份沒(méi)有報(bào)告數(shù)據(jù)，所以在加總某個(gè)地區(qū)的貿(mào)易數(shù)據(jù)時(shí)，可能存在低估的現(xiàn)象；三是一個(gè)經(jīng)濟(jì)體所報(bào)告的進(jìn)口數(shù)據(jù)可能與其貿(mào)易伙伴所報(bào)告的出口數(shù)據(jù)并不一致，其原因在于出口數(shù)據(jù)一般基于FOB價(jià)格進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，而進(jìn)口數(shù)據(jù)則一般基于CIF價(jià)格統(tǒng)計(jì)。

在研究垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的時(shí)候，必須比較同一門類產(chǎn)品單位出口值與單位進(jìn)口值的比值。已經(jīng)提到出口值是按FOB來(lái)統(tǒng)計(jì)的，而進(jìn)口值按CIF來(lái)統(tǒng)計(jì)，兩者的統(tǒng)計(jì)口徑不一致，必須進(jìn)行調(diào)整，統(tǒng)一統(tǒng)計(jì)口徑后才能進(jìn)行比較。本文采用的調(diào)整方法如下，2005年，中國(guó)HSl996編號(hào)為85(電氣、電子設(shè)備)的產(chǎn)品的進(jìn)口額為$174，835，241，902；同年，所有貿(mào)易伙伴HS1996編號(hào)為85(電氣、電子設(shè)備)的產(chǎn)品對(duì)中國(guó)的出口總額為$134，557，795，619，用前者除以后者可得到調(diào)整系數(shù)為1.30。在計(jì)算出口品的單位價(jià)值的時(shí)候，本文將出口額乘以調(diào)整系數(shù)1.30然后除以出口量來(lái)得到經(jīng)過(guò)調(diào)整的單位出口值。

從總體上看，中國(guó)與東盟在HS1996，85類產(chǎn)品上垂直貿(mào)易的比重很高，但具體到東盟不同的國(guó)家，情況還是存在較大差異的。表4進(jìn)一步給出了東盟中的新加坡、印尼、馬來(lái)西亞、菲律賓及泰國(guó)與中國(guó)在HS1996，以85打頭的六位數(shù)分類產(chǎn)品的貿(mào)易模式狀況。從表4列出的數(shù)據(jù)及作者進(jìn)行計(jì)算的過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)三個(gè)特征：一是具體到東盟五國(guó)，我們發(fā)現(xiàn)其與中國(guó)的貿(mào)易模式可分為三種情況：第一類是新加坡，中新貿(mào)易之間以垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主(65％)，水平產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易只占1％；第二類是馬來(lái)西亞與菲律賓，中國(guó)與這兩國(guó)之間的HS1996，85類產(chǎn)品的貿(mào)易以單向貿(mào)易為主，單向貿(mào)易占到八成左右，且水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重非常?。坏谌惽闆r是印尼與泰國(guó)，垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的比重在1／3左右，水平行業(yè)內(nèi)貿(mào)易也占到一定的份額，尤其是泰國(guó)，表現(xiàn)出三種貿(mào)易模式的份額比較平均的特征。二是相關(guān)數(shù)據(jù)還顯示，在與上述五國(guó)的HS1996，85類產(chǎn)品的垂直貿(mào)易中除了853400(印刷集成電路板)與854011(彩色電視機(jī)顯像管)兩類產(chǎn)品中國(guó)明顯處于上游外，即出口的單位價(jià)值大于同類產(chǎn)品進(jìn)口的單位價(jià)值，其余貿(mào)易量較大的產(chǎn)品種類中國(guó)皆處于下游，即出口的單位價(jià)值小于同類產(chǎn)品進(jìn)口的單位價(jià)值；三是在與上述五國(guó)的HS1996，85類產(chǎn)品的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中，除了與馬來(lái)西亞的貿(mào)易中國(guó)明顯處于上游外，與其余四國(guó)的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中國(guó)均明顯處于下游。上述特征與我們通常的觀念即中國(guó)與亞洲四小虎相比制造業(yè)的發(fā)展水平更高是相悖的。

三、中國(guó)－東盟垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的決定因素

中國(guó)－東盟垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展是跨國(guó)公司在全球范圍內(nèi)分工的結(jié)果。隨著國(guó)際直接投資快速的發(fā)展，近年來(lái)，直接投資的流入已成為發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體高技術(shù)的主要來(lái)源。在國(guó)際分工的大背景下，相當(dāng)部分的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易是由跨國(guó)公司主導(dǎo)的。近10年來(lái)，在東亞地區(qū)，以提高效率為目的及出口導(dǎo)向型的外國(guó)直接投資迅速增長(zhǎng)。由此，在東亞的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體之間的垂直產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易也隨之發(fā)展。平均水平，而中國(guó)在該指標(biāo)上的增長(zhǎng)速度非常快，1980到2004的年均增長(zhǎng)率達(dá)到了14.54％?？紤]到中國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模巨大(GDP總量排在世界第四位)，2004年中國(guó)外資流入存量占GDP的比重已經(jīng)相當(dāng)突出了，詳見(jiàn)表5。

有關(guān)數(shù)據(jù)還顯示中國(guó)與東盟的外資流入是出口導(dǎo)向的，詳見(jiàn)表6。

第9篇：進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

一、序言

在我國(guó)，從1997年第一例對(duì)外反傾銷案例以來(lái)，反傾銷和被反傾銷一直是個(gè)熱議的話題。尤其從2001年我國(guó)加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，以歐美國(guó)家為代表的他國(guó)為了維持貿(mào)易平衡、抑制我國(guó)對(duì)外出口、保護(hù)本國(guó)的民族工業(yè)，頻繁地對(duì)華實(shí)施反傾銷，使得我國(guó)成了世界上被實(shí)施反傾銷最多的國(guó)家。與此同時(shí)，我國(guó)對(duì)外實(shí)施的反傾銷調(diào)查和反傾銷措施也呈現(xiàn)出大幅度增加趨勢(shì)。根據(jù)世界貿(mào)易組織統(tǒng)計(jì)，1995年到2010年期間，我國(guó)對(duì)日本進(jìn)行了31次反傾銷調(diào)查和25次反傾銷措施，使得日本成了我國(guó)對(duì)外反傾銷第二大對(duì)象國(guó)，僅次于其間我國(guó)對(duì)韓國(guó)實(shí)施的26次反傾銷。究其原因，筆者認(rèn)為主要是由于我國(guó)加入世貿(mào)組織以來(lái)，日本政府為了保護(hù)本國(guó)市場(chǎng)和本國(guó)企業(yè)的發(fā)展，對(duì)從我國(guó)的進(jìn)口品實(shí)施非關(guān)稅壁壘措施，使得我國(guó)對(duì)日貿(mào)易長(zhǎng)期出現(xiàn)貿(mào)易逆差，并且對(duì)日本的貿(mào)易收支赤字幅度逐年增加。因此，我國(guó)政府不得不通過(guò)實(shí)施反傾銷措施，以調(diào)節(jié)和控制與日本的對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)?；诖搜芯勘尘?，本文將通過(guò)建立數(shù)量經(jīng)濟(jì)模型并利用相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，從而確定影響我國(guó)對(duì)日本實(shí)施反傾銷的宏觀因素。

二、變量選擇及模型建立

前面提到本文的研究重點(diǎn)是試圖尋找哪些宏觀因素會(huì)影響我國(guó)政府對(duì)日實(shí)施反傾銷，下面將通過(guò)一系列假設(shè)和說(shuō)明，確定本文的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，從而建立數(shù)量經(jīng)濟(jì)模型加以分析。

假設(shè)1：隨著我國(guó)國(guó)內(nèi)失業(yè)率的增加，我國(guó)政府將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。

一旦國(guó)內(nèi)失業(yè)率增加，政府為了通過(guò)保護(hù)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)從而創(chuàng)造出更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，采取強(qiáng)硬貿(mào)易政策的可能性會(huì)大大提高，其中包括對(duì)外反傾銷措施。

假設(shè)2：隨著我國(guó)GDP增長(zhǎng)率的鈍化，我國(guó)政府將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。

一國(guó)GDP增長(zhǎng)出現(xiàn)鈍化現(xiàn)象時(shí)，該國(guó)政府在刺激出口的同時(shí)，采取強(qiáng)力的貿(mào)易措施來(lái)限制進(jìn)口的可能性大大增加。因此，為了有利于恢復(fù)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)，政府會(huì)更多地實(shí)施像反傾銷之類的貿(mào)易保護(hù)措施。

假設(shè)3：我國(guó)對(duì)外貿(mào)易收支出現(xiàn)赤字的情況越明顯，我國(guó)政府將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。

一國(guó)的整體貿(mào)易收支出現(xiàn)赤字的話，政府會(huì)通過(guò)對(duì)進(jìn)口商品進(jìn)行一定程度的控制，從而促使本國(guó)的貿(mào)易收支回到均衡水平。因此，在出現(xiàn)貿(mào)易順差的時(shí)候，政府往往會(huì)對(duì)進(jìn)口商品實(shí)施貿(mào)易救助；相反，在出現(xiàn)貿(mào)易逆差即貿(mào)易赤字時(shí)，一國(guó)政府對(duì)外國(guó)制品實(shí)施貿(mào)易限制措施的可能性增大。

假設(shè)4：隨著我國(guó)對(duì)日本貿(mào)易逆差的出現(xiàn)，我國(guó)政府將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。

一國(guó)在與特定國(guó)家進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易時(shí)出現(xiàn)貿(mào)易赤字，為了促使兩國(guó)間貿(mào)易從不均衡回到均衡，貿(mào)易赤字發(fā)生國(guó)很可能對(duì)該特定國(guó)的商品實(shí)施限制進(jìn)口的相關(guān)措施。因此，與特定國(guó)間出現(xiàn)貿(mào)易赤字的情況下，政府對(duì)該國(guó)產(chǎn)制品實(shí)施貿(mào)易限制措施的可能性增大。

假設(shè)5：隨著我國(guó)進(jìn)口滲透度的增大，我國(guó)政府將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。

進(jìn)口滲透度是衡量一國(guó)某產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)消費(fèi)數(shù)量中進(jìn)口所占比例的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，其計(jì)算公式是：特定產(chǎn)品的進(jìn)口額÷（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)額+進(jìn)口額-出口額）。進(jìn)口滲透度的增大會(huì)減少國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，迫使該國(guó)政府對(duì)進(jìn)口商品實(shí)施貿(mào)易限制措施。

根據(jù)假設(shè)1～5，建立如下數(shù)量經(jīng)濟(jì)模型：

其中，因變量Y表示中國(guó)對(duì)日本的反傾銷件數(shù)，自變量RGDP﹑UI﹑TB﹑BTB﹑IPM則分別表示我國(guó)實(shí)質(zhì)GDP增加率﹑失業(yè)率﹑整體貿(mào)易收支﹑中日貿(mào)易收支和我國(guó)進(jìn)口滲透度（名義進(jìn)口額/名義GDP），?表示誤差項(xiàng)。

三、數(shù)據(jù)選取及實(shí)證分析

本文運(yùn)用1999年到2010年12年間的季度數(shù)據(jù)對(duì)模型加以實(shí)證分析。鑒于我國(guó)國(guó)內(nèi)公布的失業(yè)率數(shù)據(jù)只針對(duì)于已登記的城鎮(zhèn)居民，缺乏說(shuō)服力，筆者將國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)作為參考，主要使用世界貿(mào)易組織（http：//wto.org）和日本財(cái)務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)局（http：//customs.go.jp）官方公布的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)經(jīng)作者篩選整理而得，運(yùn)用EVIEWS5.0軟件，對(duì)已建立的模型做普通最小二乘法回歸。

回歸分析結(jié)果顯示，變量失業(yè)率和中日貿(mào)易收支對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而其他三變量對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明，在我國(guó)國(guó)內(nèi)失業(yè)率增加之時(shí)，由于如果繼續(xù)大量進(jìn)口日本制品，會(huì)讓國(guó)內(nèi)的同種企業(yè)面對(duì)更強(qiáng)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，從而產(chǎn)生更多的失業(yè)者，因此，政府為了緩和國(guó)內(nèi)失業(yè)率增加的現(xiàn)象，將強(qiáng)化對(duì)日本制品的反傾銷措施。同樣地，隨著中日貿(mào)易逆差的出現(xiàn)，我國(guó)政府為了防止貿(mào)易逆差的累積，會(huì)通過(guò)加強(qiáng)對(duì)日本制品實(shí)施反傾銷，限制日本制品的進(jìn)口數(shù)量。另一方面，我國(guó)實(shí)質(zhì)GDP增加率的變化﹑整體貿(mào)易收支以及進(jìn)口滲透度不會(huì)明顯地影響我國(guó)對(duì)日反傾銷的實(shí)施。

四、結(jié)論

本文以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，通過(guò)建立數(shù)量經(jīng)濟(jì)模型并運(yùn)用歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，旨在尋找影響我國(guó)對(duì)日反傾銷的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。結(jié)果表明：主要影響我國(guó)對(duì)日反傾銷的宏觀因素是我國(guó)國(guó)內(nèi)失業(yè)率和中日貿(mào)易收支，而非我國(guó)實(shí)質(zhì)GDP增加率的變化﹑整體貿(mào)易收支和進(jìn)口滲透度等因素。因此，為了減少中日貿(mào)易摩擦的發(fā)生，我國(guó)政府有必要在積極應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)失業(yè)率上升問(wèn)題的同時(shí)，適當(dāng)調(diào)整對(duì)日進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模，避免對(duì)日貿(mào)易長(zhǎng)期出現(xiàn)赤字現(xiàn)象，為兩國(guó)貿(mào)易實(shí)現(xiàn)均衡穩(wěn)定發(fā)展﹑建立互利共贏局面而做出努力。

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