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緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇進口貿易數據，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
隨著經濟全球化發展，中國和世界各國貿易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進口也是在逐年增加。2004年進口貿易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進口產品種類和進口來源國數量也在不斷增加?！逗ｊP進出口數據庫》顯示，2004年中國進口產品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個國家和地區進口，2006年這一數量增加到216個國家和地區。從總量上看，中國與世界各國的貿易關系是持續穩定增長；從微觀層面上看，公司是貿易關系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿易關系。當我們將考察視角定位在公司層面上，即一個公司從某個國家進口某種產品被視為一個特定的貿易關系時，發現中國2000年有166萬對進口貿易關系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿公司似乎與各伙伴之間的進口貿易關系是持續、穩定、長期的，在新的貿易關系產生的同時，舊有的貿易關系也在繼續。但在作進一步分析后發現，情況完全相反，中國公司與各國之間的進口貿易關系是不斷變化、不斷調整的，舊有的貿易關系不斷結束，新的貿易關系不斷產生。在2000年的166萬對進口貿易關系中，只有68萬對貿易關系持續到了2001年，大約60%的貿易關系沒有持續到第二年。2002年，僅有38萬對貿易關系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿易關系（占6%）持續時間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿易關系呢，他們又是如何影響的呢？
在傳統的國際貿易模型中，人們經常忽視了貿易關系持續時間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿易模式是靜態的和穩定的，在這些模型中，他們認為貿易關系一旦確立就會持續到永遠。例如俄林的要素供給比例理論認為，貿易是基于兩國間要素稟賦的差異，在某種程度上說只要這種要素稟賦差異在兩國中存在，這種貿易關系就會保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿易的動態關系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進入，而對于已經存在的貿易關系會怎么樣，則沒有進行分析[2-5]。
除了利用理論模型來考察國際貿易關系之外，學者也利用數據進行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進口貿易關系及其持續時間以及德國的進口貿易關系[6，7]。
以下將根據2000～2006年《海關進出口數據庫》的進口貿易數據，運用K-M曲線以及Cox比例風險模型，考察貿易關系的持續時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關于美國的進口貿易關系持續時間的相關研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿易上，以能夠更為細致地描述和揭示中國的對外貿易關系的持續時間問題。
二、 數據、模型和變量選擇
（一）數據的說明及其描述性統計分析
《海關進出口數據庫》（2000～2006年）包括出口和進口貿易數據，這里使用的是進口貿易數據，該數據庫的產品分類標準為8位國際HS編碼，逐月統計了中國進口貿易公司從各個國家進口的各種產品的金額、數量、價格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻的做法，本文使用經過整理后的年度數據，即只要以年為單位發生了一次或以上的貿易，都認定貿易關系持續，否則認為貿易關系中斷①。需要特別注意的是，該數據可能存在兩個方面的問題。一是存在刪失數據（censor data）。因為考察期間是2000～2006年，共7年（表1表明，貿易關系持續時間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數據可以說明問題），有些貿易關系一直持續到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態，因而存在刪失數據問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進口貿易關系中斷后又再產生的問題。為了簡化問題，同時又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產生的貿易關系視為新的貿易關系。
表1描述了進口貿易關系數量及比例。我們發現在所觀測到的1 967 613對進口貿易關系中，有1 191 671（60.56%）對貿易關系只持續了1年；有100 757（5.12%）對貿易關系持續了7年以上。刪失數據（censor data）有209 523對貿易關系，占到整個貿易關系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿易關系（即貿易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿易關系的15.56%。
四、結論
以上使用“公司-產品”層面數據考察了中國進口貿易關系持續時間及其影響因素，分析發現：中國公司與各貿易伙伴之間的進口貿易關系持續時間短，大部分（80%）貿易關系僅能持續1～2年，很少（5%）的貿易關系能持續超過7年。這表明從“公司-產品”層面看，中國進口貿易關系是動態調整的：大量貿易關系結束的同時，不斷產生新的貿易關系。進一步使用KM圖形方法和COX比例風險模型實證分析發現：語言與貿易關系持續時間正相關，當貿易雙方語言相同時，貿易關系結束可能性小，貿易關系持續時間長；初始交易額、產品交易額、GDP和人均GDP等四個因素與貿易關系持續時間正相關，其數值越大，貿易關系結束可能性越小，貿易關系持續時間越長；距離因素與貿易關系持續時間負相關，貿易伙伴距離越遠，貿易關系結束可能性越大，貿易關系持續時間越短。
注釋：
①
例如：從2001～2005年A公司都從B國進口第C種產品，但2006年A公司沒從B國進口第C種產品，那么該貿易持續時間為5年。
②例如，從2001～2003年A公司都從B國進口第C種產品，2004年A公司沒有從B國進口第C種產品，但在2005年A公司又開始從B國進口第C種產品。
參考文獻：
[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.
[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.
[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.
[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.
[5]Rauch， J. and Watson， J.Starting small in an unfamiliar environment[J].International Journal of Industrial Organization， LVIII （21） ，2003，（3）：1021-1042.
貿易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規模難以直接測算。由于貿易偽報下的資本外逃是造成中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的重要原因，因此可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進而間接測算出貿易偽報下資本外逃的規模。
(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值
根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。
統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價與離岸價的差別。
世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。
3．轉口貿易及其增加值。
中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。
4．加工貿易增加值和走私。
加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。
5．貿易偽報。
貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實際價值的發票，進口商將發票金額與實際貨物價值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;出口高報是出口商以高于出口貨物實際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。
(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報出口貨物價值，其加總就是一定時期內中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。
2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據。可以認為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。
3．對轉口貿易樣本數據的處理。
為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確?；谶@樣的認識，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結果及其說明
關鍵詞：進口貿易；固定效應模型；企業就業
中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A
文章編號：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文獻述評
長期以來，就業問題一直是經濟社會發展所關注的重點問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動力市場突顯“用工荒”與“就業難”并存的結構性失衡現象，探究勞動力需求和結構扭曲等問題的解決途徑成為相關研究領域的熱點話題。在促進和改善就業問題的研究中，對外貿易始終扮演著重要的角色，而現有大量理論與經驗研究均系統分析了出口貿易對于國內就業規模和結構改善的促進作用，分別從國家、行業、企業及個體等層面論證了出口、貿易自由化等對于就業增長的作用機制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿易增加了不同職業的勞動需求，有利于促進就業增長及技能和性別結構的改善，且隨著貿易自由化程度的提高，貿易自由化可以通過拉動經濟增長有效促進服務業與農業部門的就業增長加快，在少數基于企業層面數據、研究企業就業變化的文獻中，梁永強（2010）發現企業層面FDI流入對就業水平促進作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業數據研究匯率變動對中國制造業就業的影響，發現人民幣匯率變動會通過出口收益渠道和進口成本渠道影響就業水平；席艷樂等（2015a，2015b）分別利用關稅數據與投入產出表數據，研究企業就業的二元邊際及企業勞動力需求彈性的變動，發現貿易自由化促使了低生產率企業的就業損失和高生產率企業的就業創造。
然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿易層面，對于進口貿易的相關探討略顯不足。事實上，作為影響就業問題的一個重要方面，進口對就業的貢獻和重要意義同樣是功不可沒。加入WTO以來中國進口貿易迅猛發展、規模不斷擴大，進口貿易總額13年內從2千億美元增長到1.95萬億美元，占據了貿易總量的45.6%。同時，隨著進口貿易的迅猛發展和國際垂直化分工的深化，中間投入品進口占比亦呈上升趨勢。雖然現有文獻在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關于進口貿易與就業關系的探討、基于企業異質性假說細化到企業層面的相關研究更為匱乏，并且缺少對進口貿易的種類、規模、強度以及企業就業數量的多層次、多維度劃分，進而也缺乏針對進口貿易作用于企業就業的系統研究。
基于上述理論與現實背景，本文立足于2000-2006年的中國企業面板數據，采用面板固定效應（Fixed Effects，FE）模型，系統研究企業是否進口及其進口規模、產品種類、進口來源國等異質性特征對于就業增長的影響，最終結合實證結論，為更進一步改善就業、促進貿易政策的調整與改善提出相關對策建議?？傮w而言，相較于現有文獻，本文在拓展研究視角及方法改進方面有了一定進步，首次將進口貿易與企業就業結合起來，基于貿易強度、貿易伙伴國特征等一系列進口差異化特征的拓展分析，對于更進一步分析進口影響企業就業的作用機理分析更為明朗，綜合運用綜合固定效應模型的估計也使得本文的研究結論更為穩健可靠。
二、計量模型與方法
本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構造本文的計量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）
其中，因變量EMPit為企業i在時期t的就業增長率，反映企業就業規模的變動情況，根據企業在特定時期的雇員人數的對數差分得到；自變量Impit為企業是否進口的二值變量，取值為1則該年實施了進口，可揭示進口貿易行為對企業就業增長的作用方向，反之為0；為衡量部分企業在參與進口貿易的同時所采取的出口行為是否對其就業產生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時表示該企業既被觀測到了進動，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業在貿易強度、進口產品種類、進口來源國數量以及進口貿易伙伴國等方面的特征，產品種類根據細分的HS-6位產品編碼進行劃分得到，進口來源國數量基于細分產品層面上的貿易特征統計得到；Yit囊括了企業層面其他影響就業規模的指標，如企業年齡、平均工資、企業規模、人均工業增加值等，其中規模指標即為企業的人均產出，μit為隨機干擾項。
具體地，本文在后續實證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應以及面板隨機效應三種模型對上式進行估計，最終根據Hausman檢驗結果選擇最優的估計方法。
三、數據來源與描述性統計
本文采用的數據均源自中國工業企業數據庫與中國海關統計數據庫匹配后的數據樣本，企業特征方面的指標由中國工業企業數據庫提供，企業貿易活動相關特征源于中國海關統計數據庫，貿易伙伴國收入水平的劃分源自世界銀行數據庫。本文采用兩個大型數據庫相匹配之后得到的嵌套面板數據，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業“電話號碼+郵編”、企業名稱兩種方法相結合的匹配法，最終得到時間跨度為7年、囊括158478家企業、447932個樣本的數據集。
表1列示了主要變量的描述性統計特征，較大的企業就業規模充分表明了企業作為吸納就業主體的重要作用。而企業平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業產出規模和人均增加值、全要素生產率指標表明了企業整體的績效狀況，且企業平均進口2種產品，企業進口來源國最多達六十三個，但進口額占企業銷售額的比重相對較低。與此同時，本文也可通過各種收入水平的國家的進口強度看出，中國的進口仍集中于中高收入國家，從低收入水平國家進口較少，進口貿易仍依賴于特定的市場。
四、實證分析結果
根據估計方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數顯著性與符號大致相似，同時Hausman檢驗顯示采用固定效模型進行估計的結果更優，因此本文主要報告雙向固定效應結果下的實證結論。
表2為通過逐漸增加回歸變量進行分析的結果。具體地，第一列直觀考察了進口對異質性企業就業的影響，企業參與進口貿易的行為能夠顯著促進企業就業增長，相比不進口的企業能夠有4%左右的就業增長，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時，企業特征方面可以看出，企業年齡越大、經營時間越長，便能夠擁有越穩定的企業表現和績效狀況，從而促使就業規模緩慢擴大；生產率更高的企業通常在貿易活動中變現越為突出，也有著顯著為正的就業效應；而工資與就業、人均增加值與就業之間顯著的負相關關系，說明就業規模的擴張將會導致產出遞減、真實工資降低，反之亦然。
更進一步，僅考慮“貿易狀態”是遠遠不夠的，為了區別企業在貿易規模、貿易強度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業的進口強度等指標。結果表明，上述指標的顯著性和數值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應模型的無偏有效性。進口來源國的數量與就業增長之間呈現顯著的正相關關系，或許因為企業執行“市場多元化”戰略之后，更多的產品進口來源國能夠顯著降低對特定國家產品進口的依賴性，從而降低和分散企業受到國際市場的沖擊如匯率變動、貿易政策改變等風險而引致的就業波動，促進企業就業增長；而進口產品種類的增多能夠促進就業增加，說明企業產品生產選擇的多元化，體現了企業參與國際生產與分工的程度的不斷加深以及企業在全球價值鏈環節中的重要性的提升；企業進口強度與企業就業增長呈現顯著的負相關，這可能是伴隨著當前產品內分工貿易的深化發展，進口強度尤其是進口中間投入品強度的提升將會一定程度上加深企業對于國際市場的依賴程度，從而加大其對于企業的勞動力需求變動及應對市場變化的影響，最終多種因素的綜合作用導致進口強度削弱了企業的就業增長。
表2 面板固定效應模型估計結果
此外，收入水平是影響雙邊貿易成本的重要因素之一，鑒于進口貿易企業對于國際市場的依賴程度較大，因而對于貿易伙伴國收入水平、匯率變動風險等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿易強度和貿易伙伴國收入水平劃分的一系列特征，結果顯示：中國從中高等收入水平國家的進口對就業增長產生了顯著的抑制效果，而低收入水平國家的進口對就業的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國家顯著為負，這可能是因為當前中國尚處于全球價值鏈分工的中低端環節，而貿易伙伴中基于中高收入水平國家的進口將會對國內市場產生顯著的替代效應，從而減少相對勞動需求、抑制就業增長。伴隨開放經濟條件下中國貿易伙伴分布范圍的擴大、對特定市場依賴程度的降低，同時更多“南南合作”的展開，必將對企業國際市場開拓和經營水平的提升產生重要影響。最后，列（4）為本文所進行的穩健性檢驗。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數文獻的做法，基于關鍵變量替換的視角，進行回歸檢驗，結果發現所有指標的符號和顯著性均與初始結果保持了一致性，論證了本文實證分析的穩健可靠。
五、結論與對策建議
本文在企業異質性理論框架下，深層分析了進口貿易對企業就業的影響，發現參與進口貿易對企業的就業增長產生了顯著的促進效應，且伴隨著企業進口產品種類與市場的多元化，這種促進效應仍顯著存在。同時，相較于不參與貿易的企業，進口企業的一系列績效狀況也對就業產生了顯著影響，而參與進口的同時兼有出口行為也能夠推動企業就業的增長。而基于貿易伙伴國的拓展指出，從中高收入水平國家進口的替代效應對于企業就業產生了一定的抑制效應，而從低收入國家的進口強度的大小對企業就業的影響并不明顯。
綜上所述，基于雙向固定效應模型的經驗分析具有重要的理論與現實意義，同時也為宏觀貿易政策的制定與調整指出了方向。一方面，“穩出口、促進口”政策的實施，顯然為促進企業參與進口貿易、充分發揮進口對于就業和經濟增長的貢獻打開了一扇門，從穩定就業的角度來看，把握進出口貿易的平衡點仍會是未來中長期政策調整的方向和重點所在。另一方面，本文有關于企業結構、企業年齡、企業參與進口貿易對就業的差異化影響，也為企業未來的發展提供了可供參考的借鑒，有助于企業自身的創新水平和管理能力的提升、管理機制的完善，同時也為企業實現穩定持續經營提供了思路。與此同時，對于企業在進口貿易活動中進口產品種類、貿易伙伴數以及如何選擇貿易伙伴等問題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業更應重視貿易結構的調整與優化。
參考文獻：
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關鍵詞:進口貿易;技術溢出;技術進步
中圖分類號:F740
文獻標識碼:A 文章編號:1002-0594(2010)11-0010-05 收稿日期:2010-06-10
產品是技術的載體,產品進口會使得所體現的技術在進口國發生外溢,開放經濟條件下,通過國際貿易的技術溢出是一國實現技術進步和經濟增長的重要條件。在當前全球貿易迅猛發展的條件下,進口貿易的技術進步效應開始引起學者們極大的研究興趣,國內外學者從不同視角研究了進口貿易的技術進步效應,涌現出大量的研究成果,本文首先對相關研究進行系統的梳理,然后簡單地加以評述,并指出進一步研究的方向。
一、進口貿易影響技術進步的理論基礎及作用機制
(一)理論基礎
新貿易理論、內生增長理論、異質性企業貿易理論的發展為動態貿易利益的量化研究提供了可能,為進口貿易技術進步效應的研究奠定了理論基礎。以Krugman(1979)為代表的新貿易理論學家放松了傳統貿易理論完全競爭、產品同質、收益不變等強假設條件,將規模經濟、產品種類、技術轉移等因素引入到貿易理論分析框架之中,將貿易理論的發展推進到新的階段,構成了國際貿易與技術進步關系研究的理論基點。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學者將內生增長理論模型加以拓展,在開放經濟增長模型中引入了投入品種類、產品質量等變量,考察貿易對于經濟增長的影響,分析了國際貿易在技術轉移、模仿和創新中的作用,為增長理論與貿易理論的融合奠定了基礎,成為進口貿易技術進步效應研究的主要理論基礎。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的異質性企業貿易模型研究表明,開放條件下生產率異質企業對于外部競爭壓力的不同反應對行業生產率的變動產生重要影響,這為進口競爭的技術進步效應的研究提供了重要的理論框架。
(二)作用機制
為了實證分析進口貿易的技術進步效應,許多學者對上述基礎理論模型從不同層面進行了拓展,具體地解釋了進口貿易影響技術進步的內在機制。
Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎上,利川進口份額作為權數衡量了國外研發對于本國TFP增長的貢獻,為衡量和測度國外技術溢出對進口國技術進步影響的研究提供了理論和方法上的借鑒。Connolly(1997)發展了一個內生增長模型,從理論上證明進口貿易對模仿進而是技術擴散產生的正向影響,發展中國家可以從中獲得靜態和動態貿易利益。貿易通過降低南方國家的模仿成本,產生重要的技術擴散效應,促進南方模仿國的增長,因為貿易可使南方模仿者廉價地獲得關于北方創新者新產品的知識,而進口種類和數量的增加提高了成功模仿的概率,會對南方模仿產生正的影響。南方國家銷售進口產品,提供售后服務,會增加對于進口產品技術知識的了解,降低對這些產品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時,貿易開放還會通過對國內企業帶來的競爭效應,影響企業的模仿行為和國內企業數目,進口貿易降低了模仿者了解國內市場需求的成本,保證了有效率模仿的實現。Connolly(1999)在一個南北貿易的質量模型中,在創新和模仿過程融入了學中學(learning-to-learn)的概念。他認為,學中學(learning-to-learn)不同于干中學(learning-by-doing),因為學中學獲得的技術更具有一般性,因而可應用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學任務。當一個企業成功模仿了質量越來越高的特定種類產品時,他將獲得產品工程中的知識,并且改善它,因此模仿不僅使得企業在未來的模仿中更有利,而且提高了企業獨自成功發明更高質量水平產品的可能性。
Keller(2001)認為通過與國內外企業相互作用的學習是促進生產率增長的重要方式。國內發明的效率隨一國知識存量的遞增而遞增,它與國內所知的產品設計的數量是成比例的,通過增加國內知識存量,國際溢出提高了國內發明活動的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)擴展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企業異質性國際貿易模型,把理論模型分析與實證檢驗有機結合在了一起,認為貿易的開放導致了競爭效應,在更大的國外競爭和更多的進口產品的壓力下,國內企業的利潤會下降,異質性企業中生產率水平較低的企業會退出市場,只有技術水平較高的企業才可以適應市場競爭,并且會在競爭中增加市場上所占的份額,這樣產業的平均生產率水平也會上升。
理論模型的構建為實證研究的深入發展奠定了基礎,基礎理論模型的拓展把理論研究和實證研究緊密聯系在一起,深刻地揭示了進口貿易影響進口國技術進步的內在機制,進口貿易可以通過進口貿易總量、進口貿易模式和進口產品的競爭效應對技術進步產生重要的影響。
二、進口貿易總量的技術進步效應
(一)國家層面進口總量的技術進步效應
Coe、Helpmanfl995,以下簡稱“CH”)利用21個OECD國家和以色列1971～1990年間的面板數據,考察了貿易伙伴國的R&D資本存量通過進口貿易的傳導機制對進口國技術進步的影響,發現國內外研發資本存量都會對全要素生產率產生重要影響,一國進口占GDP比重越大,國外研發資本存量對國內生產率的影響越強,開放度高的經濟比開放度低的經濟從國外研發中獲益要大。方希樺、包群、賴明勇(2004)使用CH的方法計算了中國主要貿易伙伴國的研發資本存量,實證分析發現通過進口的技術溢出對中國技術進步具有顯著的促進作用。
許多學者以CH模型中的數據為基礎,利用新的方法進行了拓展研究,得出了與CH相似的結論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認為CH(1995)模型中計算國外研發資本存量的賦權方法存在匯總上的偏誤,因而提供了一個理論上產生更少偏誤和更好實證結果的賦權方法,在修正了指數偏差的基礎上,分析了國外研發的產出彈性對于一國貿易開放度的依賴,研究證明一國貿易越開放,該國從國外研發中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計算了相對于中國的國外R&D資本存量,并將人力資本因素引入到進口貿易技術溢出的計量模型,證明通過進口貿易的技術溢出促進了中國全要素生產率的提高。Keller(1997)也質疑CH
(1995)的賦權方法,而采用隨機賦權方法計算了國外知識資本存量,同樣得出了與CH模型相似的結論。但是Coe、Hoffmaister(1999)認為Keller(1997)的隨機賦權實際上是帶有隨機誤差的簡單加權平均,這種隨機賦權只會得到一個隨機變量,它和生產率之間是不存在聯系,他們利用替代的賦權方法作為雙邊進口份額回歸證明,隨機創造的貿易模式并不能產生國際研發溢出的估測。
鑒于上述學者研究中使用普通最小二乘方法中可能出現的偽回歸,有學者根據CH研究的數據,利用面板協整方法重新考察了進口的技術溢出對進口國生產率的影響。實證結果發現,通過進口的研發溢出效應要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么與全要素生產率之間不存在長期協整關系(Funk,2001),因此,他們認為之前對于進口貿易技術進步效應的研究高估了進口的作用,但是忽略了其它傳播機制的作用。
Altair and Cieeone(2004)測度了貿易的實際開放度對國家間全要素生產率的影響,發現進口和出口加總的貿易開放度是一國全要素增長的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區分了知識的性質,認為通過發達國家的研發生產的知識能夠通過貿易溢出到其他國家,利用21個OECD國家1975～1990年的面板數據集中考察了進口作為技術傳播途徑的作用,發現無論國外的知識是公共還是私人的,進口的技術進步效應都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿易相關的研發溢出的概念擴展了CH的分析,認為與貿易間接相關的研發溢出也會在國家之間發生,他們利用114個國家的向量矩陣實證研究發現,國外研發的間接流量要遠高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻要遠高于直接流量的貢獻,并且全部(直接加間接)國外研發流量明顯地要比國外直接研發流量要穩定。由于間接效應的存在,雙邊貿易相對來說并非國外研發通過貿易溢出的重要決定因素,這調和了CH(1995)與Keller(1997)的結論,但也提供了貿易作為國際知識傳播機制重要性的支持。
Madsen(2007)使用16個OECD國家1870～2004年間技術進口和全要素生產率的新數據庫,驗證了知識是否通過貿易渠道發生了轉移。實證估計表明,在過去135年中通過貿易發生的知識轉移始終非常重要,TFP與知識進口之間存在很強的關系,在過去一個世紀中93%的TFP增長要歸于知識的進口,知識的外溢是1870～2004年間OECD國家TFP收斂的重要影響因素,通過貿易的國際技術外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻因素,有助于OECD國家TFP的收斂。
(二)企業和產業層面進口總量的技術進步效應
企業和產業層面的實證研究證明,進口和技術進步之間存在較強的正相關關系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業的詳細面板數據,證明供給進口密集部門的企業比其它企業具有更高的生產率,進口是國際技術轉移的推動因素,與國外廠商的垂直供應聯系是進口推動技術轉移發生的渠道,這從企業層面證明進口是促進技術進步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術轉移和進口聯系起來,利用17個工業化國家1973～2002年的詳細數據實證分析發現,進口是技術轉移的一個主要渠道,國際技術轉移對于生產率的貢獻常常超過了國內研發的貢獻。
李小平、朱鐘棣(2006)總結了國外學者計算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計算了同外R&D存量通過進口貿易對中國工業行業技術進步的影響,雖然不同的實證方法所得出的結論不近相同,但基本上肯定了產業層面進口貿易技術進步效應為正的結果。李小平、盧現祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進一步研究了中國工業行業生產率的增長,發現進口是技術進步的重要原因,但是出口促進技術進步的作用并不明顯。
三、進口貿易模式的技術進步效應
(一)資本品進口的技術進步效應
與CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77個發展中國家1971～1990年的數據,研究了這些國家通過機械設備進口從工業化國家的研發中獲益的程度,結果顯示,國外研發資本存量的知識通過機械設備進口能夠影響到發展中國家的生產率,國外研發資本存量越大,對于來自工業化國家機器和設備進口越開放,本國勞動力的教育水平越高,該發展中國家的全要素生產率也就越高,而總進口中許多消費品和服務的進口對于生產率并沒有影響,國外知識存量只是通過機器設備的進口影響了發展中國家的生產率。
Connolly(1999)考察了國內外創新對于實際人均GDP增長的貢獻,發現來自發達國家的高技術產品的進口在國際技術擴散中作用的證據,國內模仿和創新對發達國家先進技術進口存在持續的正依賴性,來自發達國家的技術對于人均GDP增長的貢獻要高于國內創新的貢獻。Xu、Wang(1999)認為資本品比非資本品擁有更高的技術含量,因資本品貿易是國際技術溢出的重要渠道。他們考察了資本品貿易作為國際研發溢出渠道的重要性,估測結果表明,在G7國家中,研發投資大約一半的收益溢出到了其它OECD國家,其中大約一半的溢出是通過資本品外溢渠道發生的,資本品衡量的研發溢出變量統計上是顯著的,比總進口衡量的溢“{變量更多解釋了國家間生產率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認為國際貿易可以把技術進步的好處傳遞過國界,他們通過研究世界生產和資本品的貿易,評估了這一機制的重要性,證實一國的生產牢取決于該國對國外資本品的可獲得性以及該國使用資本品的意愿和能力。
(二)中間品進口的技術進步效應
Keller(1997)引入一個研發驅動的增長模型,技術通過體現在不同中間產品的貿易傳遞到國內其它部門和國外部門,他使用來自8個OECDI業國1970～1991年13個制造業的數據研究發現,在同一行業中,國際貿易是國外技術傳播的一個重要途徑。隨后使用相同的數據,Keller(1999;2000)量化分析了貿易模式在決定技術流量中的重要性,發現一國的進口模式會影響到一國的生產率,如果一國主要從技術領先國進口,該國獲得的體現在中間產品上的技術將高于主要從技術跟隨者進口的所得,與進口模式相關的技術進口的差異解釋了這些國家生產率增長上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個國家1970～1993年的數據,在區分產業內貿易和產業間貿易對于技術轉移影響的基礎上,考察了貿易在技術從工業化國家向發展中國家溢出中的作用,證明產業內貿易能夠比產業間貿易更多地促進技術轉移。
Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年間制造業的普查數據,估測了貿易自由化對于企業生產率的影響,他們區分了源自最終產品關稅降低的生產率增長與源自中間投入品關稅降低的生產率增長,研究結果表明,生產率的增長主要源于投入品關稅的降低。Topalova(2007)利用制造業部門企業層面的面板數據,考察了印度20世紀90年代早期的貿易改革對企業生產率的影響,發現中間品關稅的下降導致的生產率增長遠高于最終品關稅下降產生的影響。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造業企業的面板數據估測了國外中間品的進口對于企業生產率的影響,發現國外中間產品的進口提高了生產率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年問匈牙利制造業企業產品層面的進口數據估測了一個生產者結構模型,研究顯示,進口的技術進步效應在統計上與經濟上都是顯著的,進口解釋了匈牙利90年代總體全要素生產率增長的30%。
(三)對貿易模式技術進步效應的質疑
對于貿易模式與技術溢出、技術進步的關系,也存在一些不同的認識。Funk(2001)使用面板協整技術考察了貿易模式與國際研發投入溢出間的關系,沒有發現支持進口模式與研發溢出之間關系的證據,因此認為,先前的研究可能高估了進口投入品在國際研發溢出中的作用,卻低估了其它傳播途徑的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)對與貿易相關的間接技術溢出效應存在的研究,似乎也證明雙邊貿易模式并非國外研發通過貿易溢出的決定因素,一國外部研發溢出流量對于貿易模式的依賴可能是很低的。
四、進口競爭的技術進步效應
進口競爭的技術進步效應早已引起學者們的注意,但是受傳統貿易理論嚴格假設的束縛和統計數據可得性的限制,這方面理論和實證研究的進展相對緩慢。隨著企業層面統計數據可得性的提高和異質性企業貿易理論的開創性進展,進口競爭的技術進步效應引起學者們極大的研究興趣。
Bertschek(1995)利用德國80年代制造業企業的面板數據,分析了進口和內向型FDI對于國內企業創新活動的影響,發現進口和內向型FDI增加了國內競爭,降低了國內企業的盈利,對產品和過程創新產生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過對日本1964～1973年間進口貿易的研究發現,進口競爭是促進日本生產率提高的重要原因,并且進口競爭的作用要大于中間產品進口對于生產率的促進作用,更多競爭性產品的進口刺激了創新,向國外競爭對手潛在的學習是效率增長的主要渠道。
Pavcnik(2002)利用企業水平面板數據實證考察了智利貿易自由化對于企業生產率的影響,發現企業內生產率的進步要歸于進口競爭部門中的貿易自南化,總的生產率進步源自資源從低效率生產者向高效率生產者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造業企業的面板數據研究了貿易自由化對于企業生產率演進的影響,發現進口產品和中間投入品關稅變動與生產率的變動之間存在負相關關系,表明貿易自由化后,競爭的增加和可獲得的體現更高技術的中間品進口促進了生產率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進口關稅的下降增加了國內競爭,導致了產業生產率的提高。
Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個新興市場經濟的數據,估測了來自國外的競爭、與國外企業的垂直聯系以及國際貿易對國內企業幾種創新的影響,發現有很強的證據表明國外競爭和創新之間存在正向的關系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業的詳細數據研究發現,進口競爭的技術進步效應在短期和長期中存在著很大的區別。短期內貿易開放具有促進競爭的效應,由于進口競爭的增加,無效率的企業退出市場,產業中產品平均成本降低、生產率出現上升。但是長期來看,當競爭力更弱的經濟體也開始出口時,這些效應會逐漸減弱甚至會逆轉,雖然增加的貿易對歐盟的生產率產生了顯著的影響,但是這種影響是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年間工業化國家的樣本數據研究發現,長期內進口自由化通過選擇效應降低了本國產業內的生產率。
對于進口貿易技術進步效應的研究,以上我們按照進口總量、進口模式和進口競爭幾個維度進行了系統梳理,但是必須指出的是,這三種機制并非各自獨立地發揮對進口國技術進步的影響,它們分別都是從進口貿易的一個側面反映出進口貿易可能對技術進步帶來的影響,對于一國整體進口來說,三種機制都在共同發揮著對于技術進步的影響。
五、結語
進口與技術進步關系研究隸屬于動態貿易利益研究的范疇,是對貿易影響經濟增長機制研究的深化與發展。國內外理論和實證研究的成果證實了進口貿易與技術進步之間的內生關系,進口是影響一國技術進步和經濟增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進口與經濟增長關系的研究和認識,有力證明了自由貿易所蘊藏的巨大動態利益,為發展中國家貿易政策的制定提供了一定的指導和借鑒。
目前,對于進口與我國技術進步關系的研究相對來說還不夠充分,不夠深入,主要還是停留在進口產品總量上的研究,缺少對進口貿易模式、進口競爭技術進步效應的研究,因而對進口與我國技術進步的認識還不夠全面。我們認為未來對于進口與技術進步關系的研究應當考慮一些忽略的變量可能產生的影響,深化對于新的機制的研究,同時對于我國進口貿易與技術進步的關系應當進行更加全面系統的深入研究。
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模型建立
影響進出口貿易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進出口貿易影響進行實證分析，即研究人民幣匯率因素的影響。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示進口(或出口)占進出口總額，G表示人民幣匯率波動幅度，ε表示其他因素帶來的誤差，在此假設為常量。
變量選取
下文實證研究所采用的數據來自于上海市統計局官方網站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進口額占進出口總額的比例和出口額占進出口總額比例。根據J曲線效應理論分析，因為2005—2008年處于J曲線效應，其具有時滯性，該區間數據不作為分析樣本數據，故本文選取了2008年上海市的進出口數據值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進出口額數據(數據略)。
數據處理
為檢驗匯率波動的幅度對上海市進口額、出口額占進出口總額的比例是否存在直接影響，下文運用統計學基本原理，對進口額、出口額和進出口總額進行處理。隨著2005年的匯率改革，人民幣逐年升值，同時，由于J效應理論的時滯問題，匯率的變動對進出口貿易的影響從2008年開始逐步顯現，由上表數據分析得到，隨著人民幣匯率上升，上海市進口貿易占進出口總額比重也逐年增大。(1)人民幣匯率變動與上海市進口貿易額占進出口總額的關系?，F將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市進口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市進口貿易額占進出口總額的比例從2008年47.429%到2011年的52.014%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在正相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖1)和函數如下:函數方程式為:E=3.7762G－0.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為3.7762，常數項為－0.0532，函數呈現正相關，所以人民幣升值幅度與上海市進口貿易額占進出口總額比例成正比關系。(2)人民幣匯率變動與上海市出口貿易額占進出口總額的關系?，F將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市出口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市出口貿易額占進出口總額的比例從2008年52.571%到2011年的47.959%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在負相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖2)和函數如下:函數方程式為:E=－3.7762G+1.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為－3.7762，常數項為1.0532，函數呈負相關，所以人民幣升值幅度與上海市出口額占進出口總額比例成負比關系。
1．變量和數據的選取影響進口貿易主要有以下因素（表1）：①人均GDP。該因素與人口有高度相關性，而且有的文獻檢驗結果并不是非常理想，其實對于安徽省來說，進口貿易如果只是發生在特定產業，那么計算經濟規模時引入人口是不合理的，但是安徽省作為一個省份，單純僅用GDP同其他國家比較更是不現實的，所以本文依舊選取人均GDP作為指標。②消費。以2011年為例，安徽省進口食品及主要供食用的活動物和飲料及煙類總額27755萬美元，占總進口的1．94％，該數據說明兩個問題：安徽省進口貿易不是以消費為主，消費可能不是進口的動力因素；進口既然不是用于廣大的消費，那么可能用于生產領域。③雙邊貿易成本。貿易成本分為銷售成本、技術成本、關稅成本，在實物貿易的方式下，貿易不可能達到沒有成本，此外以往的研究并沒有考慮多邊阻力的影響，引入雙邊貿易成本，可以彌補這一計量缺憾。④出口貿易。安徽省作為發展中地區，進口原材料用于工業生產，最終為了出口。外商直接投資在理論上與進口貿易有間接影響，因為外商直接投資是按支出法核算國民經濟的指標，在這里假設外商直接投資最終會以目標國進口的方式來收回資金。⑤匯率。本幣對外幣匯率降低，本幣升值，不利于進口。⑥本地區的開放程度。理論上本地區越開放，進口額越大。本文的數據來源于2002—2012年安徽省統計數據，其中人均GDP采用GDP平價指數進行調整，進口來源國的人均GDP、各年的進口額、出口額來源于國際貨幣基金組織（IMF）的WorldEconomicOutlookDatabases（WEO）和中文版的世界銀行網站，其中世界銀行的“經濟政策與外債”指標有各國經過購買力平價指數處理過的人均GDP。為了防止虛擬變量陷阱，對距離無量綱化處理，即用GDP數據對距離進行非線性處理，避免多重共線性。在選擇出口、進口名義數據時，為了剔除匯率和價格波動的影響，采用GDP平減指數對名義數據進行處理得到實際數據。選擇進口來源包括印度尼西亞、馬來西亞、印度、日本、韓國、南非、德國、俄羅斯、巴西、智利、秘魯、加拿大、美國、澳大利亞和中國香港15個國家和地區，這些國家和地區的進口額占到安徽省總進口額的81％以上，超過75％。計算得到各國家及地區雙邊貿易成本，前文闡述可貿易份額取值不影響雙邊貿易成本的測算，而且安徽省是生產大省，進口的貨物多是實物而非服務，所以S取0．8是合適的。2．建立模型安徽省是一個工業發展處于起步階段的省份，有許多不確定的影響因素，比如資源的浪費和低效率、政府政策影響、區位因素等都可能成為制約對外貿易的隱形成本，而且這些成本難以估量。隨機模型可以很好地解決這類問題。為了數據處理方便，線性化引力模型的基本形式：lnMij，t＝lnF（βXij，t）＋ε（1）式中，ε是隨機測量誤差或者隨機性因素，服從標準正態分布；Mij，t代表t年一國對另一國進口貿易總額；Xij，t代表t年貿易引力模型的參數設定，此為k×1階向量。引入上述分析的影響因素，最終模型設定為：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnEXij，t＋β4lnCij，t＋β5lnDij，t＋β6lnFi，t＋β7lnht＋β8lndt＋ε（2）式中，Yi，t為t年安徽省和各個貿易伙伴人均GDP；EXij，t為t年出口；Cij，t為t年雙邊貿易成本；Dij，t為t年距離；Fi，t為t年外商直接投資；ht為t年的匯率；dt為t年的對外依存度，β0是與自變量無關的影響量，β1，β2，…β8為系數。
二、計量分析
采用eviews7．2中的pool模版處理隨機效應模型，具體結果如下：1．模型分析通過序列圖分析，單位根檢驗應該包含截距項和趨勢項，通過level檢測，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過LLC以及IPS檢驗，進一步進行一階差分檢驗，結果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒有通過單位根檢驗，因為此模型已經取對數做線性化處理，故不通過檢驗的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過IPS檢驗，同樣使用一階差分檢驗，變量通過單位根檢驗。根據上述檢驗結果，變量之間為同階單整關系，接下來進行變量的協整檢驗，建立的模型形式為：有常數項和時間趨勢，變量滯后階數為1。協整檢驗的零假設為不存在協整關系。本文采用Pedrom檢驗、Kao檢驗、Johansen檢驗三種方法，對面板數據之間的協整關系進行檢驗。除了Panelv－Statistic統計量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過檢驗外，其余變量p值都接近于0。同時Granger檢驗中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎上對面板數據進行計量分析，通過Hausman檢驗，得到p值為1．000，接受原假設，建立隨機效應模型。2．回歸結果解釋在回歸結果中，lnYj的系數為負，說明進口來源國家與地區經濟越發達，越不會向安徽省出口。Lnh系數結果不顯著，說明匯率對安徽省進口貿易影響甚微，因為安徽省與一些國家與地區有長期的合作關系，重點進口這類國家的可貿易物品，不開放的對外貿易環境使一部分國家不會向安徽出口；其次，安徽省的對外貿易受到政府調控的影響嚴重，進口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進口物品用于消費不足2％的事實；最后，安徽省是內陸省份，運輸不便，構成對進口貿易的限制。雙邊貿易成本LnC結果顯著，而且符號為負，說明雙邊貿易成本成為制約安徽對外貿易發展的主要因素，安徽通往港口的運輸成本決定了貿易的數量和質量，這是一種隱形消耗，眾多的學者把這種成本看作價格的內生函數，如今把它們兩者區分開，成為下一階段研究的重點。
三、結論
關鍵詞：對外貿易；經濟增長；新常態
1中國經濟增長與對外貿易間關系分析
1.1指標選擇與數據處理
本文在研究過程中選擇中國進口總額、出口總額、國內生產總值（GDP）作為研究對外貿易與經濟增長的指標。本文數據選取區間為我國實施改革開放國策后的1980年至2014年的相關數據，數據來源為2014年中國統計年鑒、中經網統計數據庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統計和計量功能，第一步,對進口總額、出口總額、國內生產總值這三個變量作變化趨勢分析；第二步，對進口總額、出口總額、出口額、國內生產總值進行平穩性檢驗；第三步，對進口總額、出口總額、國內生產總值之間的影響關系進行協整分析與格蘭杰因果關系檢驗。
1.2指標實證分析
1.2.1單位根檢驗。通過進行ADF檢驗可以對上述指標的單位根進行檢驗，不僅可以減少數據的誤差，還能規避偽回歸的出現，進而可以確保數據的平穩。ADF檢驗由以下三個模型組成：通過采用上述三個模型進行對采集的數據進行單位根檢驗，結果顯示：本文選取的三個變量在0.95的置信水平下均為非平穩的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩的時間序列數據。1.2.2協整關系檢驗。通常地，變更間的協整關系可以通過EG檢驗得到。結合上述數據，采用該檢驗法，分別對出口總額與國內生產總值、進口總額與國內生產總值間的協整關系進行檢驗。結果顯示：對外貿易出口總額、對外貿易進口總額與國內生產總值之間均長期穩定的協整關系，即進出口額對經濟增長具有正向的促進作用。1.2.3Glanger果關系檢驗。進一步地，通過構建VAR模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準確的分析出對外貿易與經濟增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿易比進口貿易對國內生產總值的促進作用更顯著。
2研究結論
結合統計數據，通過單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果關系檢驗等實證過程，可以得出如下結論：在較短年份時期內，中國經濟增長的格蘭杰原因是對外貿易（出口和進口）；在較長的年份期間，出口貿易和進口貿易均與中國經濟的增長保護穩定的協整關系。進一步地對協整方程進行分析，結果顯示出口貿易和進口貿易均促進了中國經濟的迅速增長，但是進口貿易的作用更為顯著。這與《世界發展報告》中披露的研究結果是一致的,各個國家或地區的經濟增長既依賴于對外貿易,而對外貿易的發達程度又取決于經濟增長。二者相互作用，彼此影響。
3新常態下做好對外貿易工作推進經濟發展的若干建議
歷經三十多年的改革開放，我國經濟發展已到了一定的規模程度，面臨的國際國內形勢均出現了新的變化，在2013年提出了“新常態”，要求全國上下認真思考“新常態”、盡快適應“新常態”，攻艱克難，努力在新常態的背景下做好各項工作更好的推進經濟增長。鑒于此，結合本文的研究結論，就新常態下做好對外貿易工作推進經濟發展的提出兩點建議:
3.1擴大進口，調配出口，助力供給側改革
根據本文研究觀點，相較于出口，進口在促進經濟增長方面更能發揮效用，所以應適度擴大進口。當然，要避免低水平的重復引進，重點是高新技術的進口，適應新常態下從粗放式資源消耗向質量效率、技術密集轉型，通過創新驅動經濟快速增長。
3.2優化貿易結構，推動產業升級
關鍵詞: 實際有效匯率;一般貿易進口;加工貿易進口;貿易結構
中圖分類號:F830 文獻標識碼:A 文章編號:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴隨著中國產品的大量出口，中國的貿易盈余持續擴大，外匯儲備快速增長，人民幣匯率問題越來越成為世界范圍內關注的話題。在學術界人民幣實際匯率變動對中國對外貿易的影響并沒有達成共識，盡管多數研究發現人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關于人民幣實際匯率變化對中國進口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進口的描述，經過實證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點:一種觀點認為人民幣匯率變動對中國的進口額不存在顯著影響，另一種觀點認為人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的進口額。
因為理論與實際之間存在著分歧，才構成了人民幣實際有效匯率變動的進口效應之迷，本篇文章主要關注的是人民幣匯率變動對中國的進口方面的影響。通過研究人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，來解釋中國的進口與匯率之間存在的特殊關系，并從貿易結構與進口產品構成的角度做出解釋。本文發現中國的進口額伴隨著人民幣實際有效匯率升值而減少，并且進口與出口之間存在推動關系，這是由于中國獨特的貿易結構與區域間經濟合作關系形成的。在中國的貿易結構中，加工貿易的比重一直超過50%，而加工貿易進口額對實際有效匯率變動并不敏感。同時在中國與亞洲特別是東盟國家的區域經濟貿易合作中，亞洲國家與中國的出口商品不再僅僅是針對海外市場的替代競爭關系，更多的是基于生產價值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關系。本文將從以上兩個角度，分別分析人民幣匯率變動對加工貿易進口以及一般貿易進口額的影響。
二､計量模型與數據處理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻中所使用的進口方程模型的基礎上改進的模型。模型采用了對數形式，利用對數形式并且加入時間趨勢項對非平穩的時間序列進行平穩化處理。同時在模型中對數形式下可直接取得實際有效匯率變動對進口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，在保證了原模型主體的基礎上對模型進行了調整，去掉了原模型中的某些控制變量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中國的進口額，reert表示人民幣的實際有效匯率，yt表示中國國內的市場需求，t表示時間趨勢項。
選取的數據是由1995年1月至2006年12月的數據，由于數據的時間跨度較長，必須考慮期間中可能出現的結構性變動因素。本文將所有數據分為兩個時間段，第一個時間段為1995年1月-2001年12月，第二個時間段為2002年1月-2006年12月。對數據劃分為以上兩個時間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿易組織的申請?？紤]到中國在正式成為WTO成員國前，在出口方面面臨著其它WTO成員國的貿易壁壘，同時中國自身也存在著對本國的進口限制，這種狀況在中國加入WTO后得到了逐漸的改善，因此以中國加入WTO的時間點將整個數據分成兩段分別進行回歸。
為了精確的估算實際有效匯率變動對進口額的影響，考慮到中國獨特的貿易結構和進口結構，將進口額區分為一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行分析。基于數據模型對1995年1月-2001年12月期間的進口總額與一般貿易進口額分別進行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行了回歸分析。
在數據處理方面，采用經過CPI平減與季度調整的中國的進口貿易總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額月度數據。采用國際清算銀行的實際有效匯率指數，核算中國月度的實際有效匯率。采用經過CPI平減與季度調整的中國工業增加值的月度數據。
三､模型計算結果
對1995年1月-2006年12月整個樣本區間進行回歸分析，估算時間段中人民幣實際匯率對中國進口總額以及一般貿易進口額的影響見表1，整體的樣本區間的回歸可能存在結構變動的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進口總額與一般貿易進口額，而一般貿易進口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區間為1995年1月-2001年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額進行分析，結果見表2。在樣本范圍內，估算實際有效匯率每升值1%，進口總額將減少0.941%，一般貿易進口額將減少2.952%。國內市場需求每增長1%，進口總額將增加1.255%，一般貿易進口額將增加1.157%，一般貿易進口額對匯率波動較總進口額更為敏感。
選取樣本區間為2002年1月-2006年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額進行回歸，結果見表3。在樣本區間內，人民幣實際有效匯率升值1%，進口總額減少1.054%，一般貿易進口額將減少1.783%，而實際有效匯率變動對加工貿易進口的影響不顯著。國內市場需求每增長1%，進口總額增長0.857%，一般貿易進口額增長 0.68%，加工貿易進口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿易組織以后，中國的進口總額對實際有效匯率變動表現的更為敏感，而一般貿易進口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發現人民幣匯率的實際升值將導致中國進口總額､一般貿易進口額的減少，而對加工貿易進口額的影響則并不顯著。
四､對回歸結果的解釋
通過對模型進行分析，發現人民幣實際有效匯率升值將導致進口總額的減少，中國一般貿易進口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感，與之相對的是中國的加工貿易進口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。
分析中國進口的貿易方式構成，見表4，中國進口商品主要由兩部分構成，一是加工貿易進口，二是一般貿易進口。以2007年進口數據為例，2007年加工貿易進口額占進口總額的46%，而一般貿易與其他項目一共占進口總額的54%。因為中國進口額的這種特別構成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿易進口額以及一般貿易與其他進口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿易進口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿易進口額的影響并不顯著。加工貿易一直在中國對外貿易方式中占據相當重要的地位。歷年的統計數據表明，加工貿易出口基本占據了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現象的原因一是自改革開放以來中國政府多年來始終堅持發展以出口為導向的外向型經濟;二是來源于經濟全球化的發展所導致的生產專業化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿易的進口額對人民幣實際有效匯率波動的不敏感與全球范圍內的國際生產布局的完成有關。
加工貿易不同于一般貿易的最大的特點是加工貿易出口市場的相對固定性，而這種出口市場的相對固定性來源于國際分工基本格局的要求。應國際化分工的發展和生產布局的要求，中國從事加工貿易出口的制造業企業已經進入跨國公司生產的價值鏈。在經濟全球化的今天，跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數產品的生產階段仍然是勞動密集型產品的生產與裝配，而這種已經形成的生產布局不可能在短期內發生根本性的變動?？鐕菊驹谌虻慕嵌?，對產品生產與裝配階段的成本變動進行調控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產加工階段所吸收，因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值，跨國公司扔不會調整其國際生產布局與生產網絡。因此人民幣近年來實際匯率的緩慢升值無法從本質上影響中國的加工貿易進口與加工貿易出口額，從加工貿易角度看人民幣匯率升值無法有效減少中國來自于加工貿易的貿易盈余。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿易以及其他項目進口額的影響
通過對前面模型的分析，發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿易以及其他項目的進口額。造成這種現象的原因在于中國與其他亞洲國家的區域貿易模式，而決定中國與亞洲各國家區域貿易模式的根源在于中國在整個國際化生產布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區對外貿易的數據后，我們發現中國在對外貿易方面，自2002年至今的中國一方面從歐洲，美國賺取巨額的貿易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿易逆差，見圖1。
伴隨著中國的生產結構逐漸向價值鏈的上游轉移以及“世界工廠”地位的確立，中國的對外出口與亞洲國家的對外出口已經不再是簡單的競爭替代關系，而是逐漸轉化為分工合作關系。中國與亞洲各國間的區域貿易模式是由中國在整個制造業生產價值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區國家作為原料進口的來源地，主要進口能源､原材料､半成品､零部件､機器設備等，通過在本國加工裝配后再出口給歐美市場，這也是中國與亞洲地區國家主要的區域貿易模式。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進口同時存在，這一現象由中國在產業價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進口原材料和初級產品，在本國內進行加工生產，最后出口到歐洲和美國的市場。伴隨著人民幣實際有效匯率的升值，中國對歐洲美國的出口將明顯的減少，由于中國對外出口的急劇減少，與這部分出口生產相關的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機器運輸設備等產品的進口需求也將相對減少，通過這個途徑，我們將中國的對外出口與對內進口聯系在一起，表現為中國出口對進口的推動作用。人民幣匯率升值通過影響中國的對外出口，間接影響中國的進口額，進口伴隨著實際有效匯率升值而減少。
最后需要指出的是，伴隨著中國經濟的發展和市場化程度的不斷深化，人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進口以及出口產生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實際有效匯率升值將同時減少中國的進口與出口額，單純依靠人民幣匯率調整并不能有效影響加工貿易帶來的貿易順差，而人民幣匯率調整對中國整體貿易盈余的影響則有待于進一步的研究。
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