进口贸易数据范文

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篇1

［关键词］劳动收入份额；进出口贸易结构；劳动者报酬

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036

［作者简介］吕子夷，浙江大学竺可桢学院，金融学专业。

1 我国劳动收入份额与进出口贸易结构变化研究

1．1劳动收入份额变化研究

劳动收入份额是劳动者报酬（劳动收入）在国民收入中所占的比重，通常用劳动者报酬与国内生产总值（GDP）之比来计算，本文参考张吉超（2016）采用Gollin的第二种方法，计算出 2008 年以前个体经营者的劳动报酬和营业利润，并调整到与 2008 年以后相同的范围。

从图1中可以得出，我国的劳动收入份额从1995年持续上升，在1999年达到峰值62．6%，但从2000年开始基本保持下降趋势，从2000年的58．5%下降到2011年的47．1%,2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方发达国家的水平，到2013年上升至52．6%，2014年又下降。从总体上来看，1995—2014年间劳动收入份额呈波动下降的趋势。

1．2进出口贸易结构变化研究

进出口商品结构是指一个国或地区在一定时期内，各种类别的进出口商品在整个进出口贸易额中的份额，它反映了一国或地区的对外贸易水平和商品的国际竞争力。本文以出口工业制成品占出口商品和进口工业制成品占进口商品的比重来衡量进出口贸易结构变化情况，数据均来源于《1997—2015年中国统计年鉴》。

改革开放后，中国推行了出口战略导向，极大促进我国工业制成品的出口。1995—2014，工业制成品在出口产品总额中地比例持续上升。2004年出口商品结构比（工业制成品：初级品）为13∶1，超过发达国家5∶1的水平，到2011年约为18∶1，工业制成品已经在出口商品中占据了绝对优势的地位。［2］

另一方面，我国工业制成品的进口总额所在比重1995—2002在80%～85%上下波动，从2002年开始持续下降，在2014年下降至67%。这主要是由于我国在工业技术方面不断发展进步、企业技术改革步伐加快和产品质量提高，能生产更高品质的工业制成品以满足国内需要，因此对工业制成品的进口需求下降，而生产初级产品需求相对增加。这也与出口商品的结构变化是一致的。详见图2。

2 实证分析

2．1模型设定与变量选取

2．1．1计量模型的设定

综合考虑已有研究对劳动收入份额影响因素，本文将模型设置如下：

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

被解释变量为劳动收入份额（LS），解释变量为进口商品结构（IMPT）或出口商品结构（EXPT），控制变量包括资本－产出比（KTY）、外商直接投资额（FDI）、经济发展水平（GDP）、技术进步（TECH）、产业结构（SI和TI）、政府干预（GOVIN和GOVOUT），随机变量。

2．1．2变量选取与数据来源

（1）被解释变量与解释变量

主要计算方法和数据在第三部分已经详细解释，不再赘述。

（2）控制变量：资本－产出比（KTY）

白重恩（2009）指出，引入资本—产出比（KTY），可以控制要素相对价格和要素投入。考虑到中国目前保持经济稳定增长，资本要素投人仍在工业化进程中发挥重要作用，因此选定10．96％为资本折旧率。参考江三良、李攀（2016）和单豪杰（2008）的数据，以实际固定资本形成额除以实际GDP计算出中国1995—2014资本—产出比。

（3）控制变量：外商直接投资额（FDI）

FDI用实际利用外商直接投资额占GDP的百分比衡量。国内外研究都指出FDI对劳动收入份额的影响作用，但积极或消极并无定论，因此本文将此因素纳入，按照每年美元兑换人民币的汇率的平均值将各年的进口、出口和FDI数值换算成人民币。

（4）控制变量：经济发展水平（GDP）

实证研究发现，经济发展水平对劳动收入份额存在的显著的影响。本文使用人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，数据来源于1997—2015中国统计年鉴。

（5）控制变量：技术进步（TFP）

索洛指出，全要素生产率是产出增长率扣除了要素增长率之后的剩余部分，度量了生产技术的变化。本文选用全要素生产率作为技术进步的衡量指标，从符栋栋（2015）运用索洛残值法计算出的中国全要素生产率中，选取1995-2014数据作为本项指标的数据来源。

（6）控制变量：产业结构（SI和TI）

产业结构也是影响劳动收入份额的重要因素。通常，农业在国民经济中的比重越高，劳动收入份额越高，由于PI＋SI＋TI＝1，为了避免多重共线性，在实证分析时，分别引入PI、SI或PI、TI回归。根据理论以及已有的实证实证研究，预期PI、TI的系数为正，SI的系数为负。

（7）控制变量：政府干预（GOVIN、GOVOUT）

政府对宏观经济的干预会在一定程度上影响一国的劳动收入份额，本文分别以财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，数据均来自各自中国1997－2015年的统计年鉴。

2．2实证结果及分析

2．2．1实证结果

首先，考虑到时间序列模型的序列相关问题，本文对应被解释变量劳动收入份额（LS）进行了单位根检验，结果显示如图3所示。

单位根统计量ADF=-0．974002都大于显著性水平1%～10%的ADF临界值，所以接受原假设，该序列是非平稳的。

根据序列相关图图4，自相关（ACF）图基本呈指数递减，而偏自相关（PACF）图在1阶处截断，由非零相关系数衰减为小值波动的过程非常突然，所以偏自相关系数可以视为一阶截尾，由此考虑拟合模型为AR（1）。建立模型进行参数估计，得到如下结果，判断截距项（C）和AR（1）参数的t检验和P值都具有显著性。

根据图5的判断，建立包含不同自变量的回归模型，结果如下表所示。

2．2．2结果分析

回归模型1无控制变量，只检验了进出口商品结构（LNEXPT和LNIMPT）对劳动收入份额的影响，模型拟合优度较好。在10%显著性水平下，出口结构回归系数为负，意味着随着工业制成品在出口总额的比重的提高，劳动收入份额趋于下降。而进口商品结构正好相反，与之前的预期基本一致。

回归模型2加入了产业结构（SI）这一控制变量，模型拟合优度为89%，产业结构（SI）回归系数在1%显著性水平下为负，第二产业比重的增加对于劳动收入份额也有着很大的负面效应，也符合本文预期。

回归模型3同时加入了资本产出比（KTY）和产业结构（SI），模型拟合优度提升，控制变量资本产出比（KTY）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明资本深化不利于劳动收入份额的提高。

回归模型4在模型2基础上加入财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）两个控制变量，模型拟合优度不变，进口商品结构（LNIMPT）不显著。财政收入（GOVIN）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明政府财政收入的提高对劳动份额有很大的负面效应；而财政支出（LNIMPT）的回归系数在5%显著性水平下也为负，与之前预期不同。

回归模型5在模型2基础上加入外商直接投资额（LNFDI）、技术进步（TFP）两个控制变量。前者回归系数在5%显著性水平下为正，外商直接投资额的增加有利于劳动收入份额的提升。

回归模型6加入所有控制变量。之前模型中显著的变量变得不显著，但此模型拟合优度为92%，比之前都有所提高，推断可能产生了多重共线性。

3 结论与建议

首先，出口商品结构的上升确实会导致劳动收入份额的下降。这是由于近年来我国资源禀赋状况正在发生深刻的变化，国家实施积极财政政策，资本高速积累导致资本深化加强。同时，劳动力供给则缓慢增长且速度慢于资本深化。要素禀赋的变化导致我国进出口商品结构也发生重大变化，工业制成品在出口中占据绝对优势地位，传统的劳动密集型产品比重越来越低，而工业制成品在进口中的份额越来越小。根据国际贸易中的H-O理论和斯托尔帕·萨缪尔森定理，充裕要素所有者将从国际贸易中获利，稀缺要素所有者会受损，因此我国资本份额上升而劳动份额下降。

其次，资本－产出比的提高不利于劳动收入份额的提高。国内投资者热情高涨，加之发达国家对发展中国家投资持续增加，导致我国投资金额一路高攀。资本的边际产出增加引起资本在国民收入分配中所获额的收益更高，导致劳动份额的减少。

再次，财政收入增长导致劳动收入份额下降，政府通过宏观调控获得的财政收入越高，会提高政府收入，并增加劳动者负担，对劳动者的报酬产生越强大的挤压作用，从而引起劳动份额减少。

最后，第二产业产值比重越高，劳动收入份额越小。其产业增加值越多，会导致农业和服务业在国民经济中比重越低。而农业生产和服务业运行都需要大量劳动力，如果这两个产业的产值增长缓慢，它们在国民经济中比重就越低，劳动者获得的报酬就越少。

通过实证与理论分析，本文对中国进出口贸易结构变化对劳动收入份额变化的影响有了清楚认识，同时分析了其他影响因素。为了尽可能避免劳动收入份额再次下降，应积极开发新型劳动密集型产品，实现劳动密集产品升级，在未来国际化市场竞争中培育新的贸易增长点；政府应鼓励企业实现技术创新，加大对劳动密集型产品出口的政策优惠和扶持力度。同时，应制定合理的税收政策，落实结构性减税，减少财政收入以增强企业竞争力，提高劳动者的收入；积极发挥税收优惠政策的收入调节作用与范围，加强保护劳动要素的收益。

参考文献：

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［11］张杰,陈志远,周晓艳．出口对劳动收入份额抑制效应研究——基于微观视角的经验证据［J］．数量经济技术经济研究,2012(7)．

篇2

中图分类号：F222.3 文献标识码：A文章编号：1003-7217（2013）02-0088-05

一、 引言

随着经济全球化发展，中国和世界各国贸易往来越来越多。不仅出口在迅猛增长，进口也是在逐年增加。2004年进口贸易总额5612亿美元，2006年7914亿美元。与此同时，中国进口产品种类和进口来源国数量也在不断增加。《海关进出口数据库》显示，2004年中国进口产品种类6994种，2006年7114种；2004年中国从210个国家和地区进口，2006年这一数量增加到216个国家和地区。从总量上看，中国与世界各国的贸易关系是持续稳定增长；从微观层面上看，公司是贸易关系的承载者，基于公司层面的考察，或许可以从更深层次揭示国际贸易关系。当我们将考察视角定位在公司层面上，即一个公司从某个国家进口某种产品被视为一个特定的贸易关系时，发现中国2000年有166万对进口贸易关系，2001年183万对，2002年199万对。表面上看，中国外贸公司似乎与各伙伴之间的进口贸易关系是持续、稳定、长期的，在新的贸易关系产生的同时，旧有的贸易关系也在继续。但在作进一步分析后发现，情况完全相反，中国公司与各国之间的进口贸易关系是不断变化、不断调整的，旧有的贸易关系不断结束，新的贸易关系不断产生。在2000年的166万对进口贸易关系中，只有68万对贸易关系持续到了2001年，大约60%的贸易关系没有持续到第二年。2002年，仅有38万对贸易关系（占22.8%）还存在。只有10万对贸易关系（占6%）持续时间超过7年。究竟是什么因素在影响着贸易关系呢，他们又是如何影响的呢？

在传统的国际贸易模型中，人们经常忽视了贸易关系持续时间问题。一些理论模型总是倾向于假定贸易模式是静态的和稳定的，在这些模型中，他们认为贸易关系一旦确立就会持续到永远。例如俄林的要素供给比例理论认为，贸易是基于两国间要素禀赋的差异，在某种程度上说只要这种要素禀赋差异在两国中存在，这种贸易关系就会保持下去。尽管有另一些模型涉及到贸易的动态关系，但也很少讨论出口市场的退出问题，这些模型更多的是考虑新的出口商的进入，而对于已经存在的贸易关系会怎么样，则没有进行分析[2-5]。

除了利用理论模型来考察国际贸易关系之外，学者也利用数据进行了不少实证分析。如利用生存分析方法分析了美国的进口贸易关系及其持续时间以及德国的进口贸易关系[6，7]。

以下将根据2000～2006年《海关进出口数据库》的进口贸易数据，运用K-M曲线以及Cox比例风险模型，考察贸易关系的持续时间。同时，与Besedes & Prusa（2006）关于美国的进口贸易关系持续时间的相关研究不同，这里考察的视角定位在公司层面的贸易上，以能够更为细致地描述和揭示中国的对外贸易关系的持续时间问题。

二、 数据、模型和变量选择

（一）数据的说明及其描述性统计分析

《海关进出口数据库》（2000～2006年）包括出口和进口贸易数据，这里使用的是进口贸易数据，该数据库的产品分类标准为8位国际HS编码，逐月统计了中国进口贸易公司从各个国家进口的各种产品的金额、数量、价格等信息。为分析方便，以及借鉴同类文献的做法，本文使用经过整理后的年度数据，即只要以年为单位发生了一次或以上的贸易，都认定贸易关系持续，否则认为贸易关系中断①。需要特别注意的是，该数据可能存在两个方面的问题。一是存在删失数据（censor data）。因为考察期间是2000～2006年，共7年（表1表明，贸易关系持续时间超过7年的仅占5.12%，绝大部分不超过7年，所以，7年样本数据可以说明问题），有些贸易关系一直持续到2006年，但我们却不能观测到2006年之后的状态，因而存在删失数据问题；二是Multiple spells问题②。它涉及到进口贸易关系中断后又再产生的问题。为了简化问题，同时又与Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的处理方法保持一致，将中断后再产生的贸易关系视为新的贸易关系。

表1描述了进口贸易关系数量及比例。我们发现在所观测到的1 967 613对进口贸易关系中，有1 191 671（60.56%）对贸易关系只持续了1年；有100 757（5.12%）对贸易关系持续了7年以上。删失数据（censor data）有209 523对贸易关系，占到整个贸易关系的10.65%。存在Multiple spells问题的贸易关系（即贸易开始年份不是2000年）306 064对，占整个贸易关系的15.56%。

四、结论

以上使用“公司-产品”层面数据考察了中国进口贸易关系持续时间及其影响因素，分析发现：中国公司与各贸易伙伴之间的进口贸易关系持续时间短，大部分（80%）贸易关系仅能持续1～2年，很少（5%）的贸易关系能持续超过7年。这表明从“公司-产品”层面看，中国进口贸易关系是动态调整的：大量贸易关系结束的同时，不断产生新的贸易关系。进一步使用KM图形方法和COX比例风险模型实证分析发现：语言与贸易关系持续时间正相关，当贸易双方语言相同时，贸易关系结束可能性小，贸易关系持续时间长；初始交易额、产品交易额、GDP和人均GDP等四个因素与贸易关系持续时间正相关，其数值越大，贸易关系结束可能性越小，贸易关系持续时间越长；距离因素与贸易关系持续时间负相关，贸易伙伴距离越远，贸易关系结束可能性越大，贸易关系持续时间越短。

注释：

①

例如：从2001～2005年A公司都从B国进口第C种产品，但2006年A公司没从B国进口第C种产品，那么该贸易持续时间为5年。

②例如，从2001～2003年A公司都从B国进口第C种产品，2004年A公司没有从B国进口第C种产品，但在2005年A公司又开始从B国进口第C种产品。

参考文献：

[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.

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[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.

篇3

作者简介：冯晓玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大学经济学院博士研究生，大连海事大学经济与管理学院教师，主要研究方向为中关经贸关系：

赵放(1961-)，北京人，吉林大学经济学院博士、教授、博士生导师，主要研究方向为世界经济、日本经济。摘要：有关中关两国贸易数据的统计差异历来存在着很多争议，其中香港的作用被广泛提及。文章将中国途经香港到美国的商品分为“再出口”和“转运”两大类，以东、西行贸易的“镜像数据”为基础.将其分为五种贸易流向进行了分析比较，得出了香港在中国对美出口中的中介地位仍然不容忽视，从中国途经香港出口到美国的商品统计有一部分实际上是再出口，而不是转运的结论。

关键词：香港；再出口；转运；镜像数据；统计差异

中图分类号：F207

文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2008)01-0015-06　收稿日期：2007-10-24

中美两国的贸易数据统计差异之大有目共睹，对于两国报告的贸易数据彼此存在差异的原因，其中有关香港的作用，国内外很多学者进行了探讨，并给出了一些结论：Fung and Lau(1998,2003)认为，中美两国统计的双边贸易差额数据都是不准确的，两国贸易统计差异归因于中美对经由香港转口、转口毛利和服务贸易的不同处理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)认为，中美在编纂双边数据上存在着较大的差异，包括不同的计价基础和运输时滞，特别是中国经由香港的转口贸易，以及确认和正确的计价这些贸易流量的实际困难；Jialin Zhang(2000)认为，中美贸易失衡的主要问题在于美国使用原产地规则把经由香港转口到美国的中国产品统计为美国自华进口，但是并不把经由香港转口到中国的美国产品统计为美国对华出口，因而放大了美中贸易逆差；USCBC(2004)认为，美国的统计方法夸大了美中贸易逆差，因为美国按照f.a.s(装运港船边交货)计价，进口按照c.i.f(成本加保险加运费)计价，并且美国把经由香港转口到美国的中国商品都统计为美国自华进口，尽管香港的附加值高达25％。沈国兵(2005)将以上观点进行了综合，得出香港转口贸易和转口毛利是直接造成中美贸易数据失真和扭曲的原因之一的结论。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“镜像数据”的分析方法，将途经香港的货物分为“再出口”和“转运”两大类，探讨其与中美贸易顺差的关系。

一、再出口与转运

在实际业务当中，再出口(re-export)和转运(transshipment)经常被混淆，前者是指当进口的商品以某一香港买家为收货人，该买家随即拥有对该进口品的法定所有权，并且可能在再出口之前时商品进行一些不从根本上改变商品特性的加工；而后者指的是在同一联运提单下的货物，由香港外某地运至香港，而目的地为另一地时，在香港水域内的同一艘船上装运或者由一艘船转运至另一艘船上。转运同为再出口而将货物进口至香港是不同的，它属于“过境中的商品”，通常并不通过香港海关的估价程序。

附表1和附表2提供了香港、中国、美国三者之间的贸易数据。附表1是中国和香港海关提供的双边贸易数据。附表2是由中国和香港海关提供的与美国进行贸易的有关数据。香港调查统计局将一国运往另一国的货物分为四类，即进口、出口(包括本地出口和再出口)、向中国国内转运、向中国以外的国家转运。附表l中的A部分比较了香港和中国报告的贸易数据和香港的“在主要国家(国境)和装运港上卸下的港口货物”的数据问的区别，它表明中国报告的通过香港的出口(但是香港不一定是最终目的地)和香港报告的来自中国的进口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港对美国的出口数据和作为美国总货物中的一部分的香港为中国转运至美国的数据中找到(见附表2的A部分)。附表I中的B部分比较了中国和香港报告的贸易数据和香港“在主要国家(国境)和装运港上装运的港口货物”的数据间的区别。它表明中国报告的通过香港的进口(但香港不一定为原产地)和香港报告的向中国的出口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港自美进口和作为来自美国进口的总船货中的一部分的香港为美国向中国转运的数据中找到(见附表2中B部分)。

由此可见，香港在中美贸易中的中介地位仍然是举足轻重的。而在中国海关数据中，很有可能出现途经香港的出口中，一部分是通过香港再出口而另一部分是通过其转运的情况。然而，这种情况很难通过经验来确定，因为在香港的贸易和货物数据中再出口是以美元来衡量，而转运则是以公吨来计算，因此很难直接地比较两者。要想明确中国通过香港的再出口与转运及其同中国报告的直接出口和进口的关系，一个恰当的途径就是海关要完全理解双方在贸易数据上的显著分别，所以在这里引入“镜像数据”做进一步的探讨。

二、镜像数据与东、西行贸易

理论上说，一国对其贸易国的出口数据应与其贸易国相应的进口数据相匹配，二者称为“镜像数据”。本文使用以“东行贸易”和“西行贸易”为基础编辑的镜像数据来估算中国、香港、美国三者之间贸易数据的差异。在编辑镜像数据时，一面用中国、香港所报告的数据，另一面则用美国报告的数据。镜像数据的一对恰当的匹配指的是通过该途径报告的贸易数据是可以互相印证的，然而很多原因导致了数据差异的存在。

(一)“镜像数据”的引入按照联合国指导方针，美国是按原产国来记录进口数据的。美国所报告的来自中国的进口包括直接从中国的进口和通过香港及其他国家间接从中国的进口。而美国报告的来自香港的进口仅仅包括原产地为香港的进口。所以，在东行贸易(中国一美国的出口)中，镜像数据中的出口一面应当是中国报告的出口到美国的数据、香港本地出口数据和香港报告的中国再出口到美国的数据之和，而进口一面的数据应当等于美国报告的来自香港和中国的总进口值之和。

类似的，在西行贸易(美国一中国的出口)中，镜像数据中的出口一面应该等于美国报告的输到中国的出口加上美国报告的输到香港的总出口值之和，而进口一面应等于经过离岸价／到岸价调整后的中国和香港报告的来自美国的进口值减去美国途经香港再到中国的再出口值，这是因为美国通过香港间接对中国的出口将在中国和香港报告的进口中被计算两次：一次是在货物进入香港海关时，紧接着当再出口到中国时又会被中国海关计算一次。这就意味着中国和香港均是根据联合国的指导方针，按照货物的原产国来记录数据的，这一点和美国做法相似。这样做的好处在于通过避免调整香港再出口的标高价格，简化了实际数据差异的估算，即通过这

种方法计算的数据差异的实际大小将免去由于估算香港再出口的标高价而产生误差的难题，因此从统计上更加令人满意。报告的贸易数据的镜像联系见图1和图2。

(二)东行贸易附表3列出了中国和香港对美国出口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年问的统计差异的估计。它以美国官方报告的自中国和香港的进口开始，以中国和香港官方报告的同时期出口数据结束(该数据包括香港报告的对原产地为中国的商品向美国的再出口)。从附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中国和香港报告的输至美国的出口量要高于美国报告的同时期从两地输入的进口量，到了1997年，两者才大致相等。从1997年开始，双方数据差异迅速增大，并在2004年达到最大差异点，相差19.53％。自1998年到2006年间，中国报告的输至美国的出口量和美国报告的来自中国的进口量问的差距超过2倍。第二，在过去10年来，香港作为中国对美国出口贸易的中介人的地位迅速下降，从曾经超过60％的比例到目前大约14％的比例，而在香港再出口至美国的产品中，原产地为中国的产品占到了超过90％，该比例一直保持稳定。第三，香港本地对美国的出口量一直下降，并且随着香港的经济越来越以服务业为导向，这一趋势可能还会持续下去。

(三)西行贸易附表4列出了中国和香港自美国进口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年间的统计差异的估计。它以美国官方报告的对中国和香港的出口开始，经过了fob／eif的价格调整，另加上香港报告的对原产地为美国的商品再出口至中国的数据，最后以中国和香港官方报告的同时期的进口数据结束。

与东行贸易中的数据不同的是，1995-2006年间西行贸易总的统计差异似乎没有明显的模式。仅在其中的1999年和2004年，中国和香港报告的来自美国的进口额稍稍超出美国所报告的对其出口额，在余下的10年中，在镜像数据的出口一面，统计差异比进口一面要大得多。这就意味着出于逃税和其他动机，中国对来自美国的进口低报价的情况更为平常。该数据的其他显著特征就是香港作为方便美国对华出口的地位逐渐下降。中国从美国进口的产品中，由香港再输出的比例已由1995年的超过30％下降到2005年的12.4％。同时，由美国参与的香港通过中国再出口至其他国家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。

在贸易的双流向中，同贸易合作者所报告的贸易数据问的估算有一些统计差异很容易被解释，比如同荷兰(由此最终出口到其他欧盟国家)、巴拿马(中国出口至此地的商品中有很大一部分是要最终输至美国的)的贸易，因为他们同样也是世界转口贸易的中心。但是中国和香港在同其他贸易者的贸易往来中由于存在着多种不同的原因，如走私、低报价等因素，因此需要对所搜集的数据问的整体差异进行进一步的分解，才可能找出导致统计差异逐渐扩大的主要原因。

三、通过贸易流的子部类来分解中美贸易间的统计差异

根据上文的以东西行贸易数据为基础的镜像数据显示出了中美两国与香港之间记录的贸易数据差异，要进一步研究差异的来源，有必要进行贸易流向的分解。

(一)对镜像数据进行的贸易子部类的分解在中国的出口数据中，中国海关要求贸易商说明启运国和消费国，其中前者是指在出口货物离开中国港口后下一个要到达的地点，它并不一定是货物的最终目的国，而后者是指消费该出口货物的最终目的国。以这一信息为基础，可以将中国对美国的出口细分为三类。

a.美国既是启运国又是消费国，这指的是中国直接对美国的出口；

h.香港是货物的启运地，但美国是消费国，这指的是出口货物要通过香港转运才能到达美国；

c.启运国是除香港外的第三国，消费国是美国。

如前所述，香港调查统计局将进口和再出口时两次不同的估价称作“香港调高价”，而在通过香港的转运中(通过香港港口的货物而没有通关)，只报告货物的重量值而并非价值，所以香港的转运数据仅以总量报告且以公吨为单位，对商品不进行分类。这就引发了一个问题：在中国海关数据中h类型贸易能否反映出通过香港的再出口或转运。最明确的解释就是h类数据能够反映出转运的有关数据，因为在大多数情况下，消费国与货物第一次通关的国家是同一个，所以在中国报告的数据中再出口数据会被记录为以香港作为消费地的出口，而不是对美国的出口。这类贸易就是传统上被归结为导致贸易统计差异的主要因素。因为货物通常被香港的中间商支配，所以中国的出口商可能事实上并不清楚货物的最终日的地。如果出口商知道货物的最终目的地是美国的话，而货物由于物流原因需要经过香港时，出口商很有可能会开立一张联运提单以避免在香港通关时产生的费用和麻烦。然而，这样理解并非总是可信的，如果一些中国出口商拒绝接受通过香港时的商品分类，那么有的再出口就要记录在b类统计中。

这样从中国和香港海关的数据中，就可以找出五种可能的贸易流，归纳如下：

C1.中国报告的对美国的直接出口；

C2.中国报告的通过香港对美国的出口；

c3.中国报告的通过第三国而非香港对美国的出口(C1-C3对应上文a-c)；

C4.香港报告的对美国的本地出口；

c5.香港报告的对原产地为中国的产品向美国的再出口。

正如前面讨论过的美国的官方贸易数据仅仅指出的是货物的原产地。但是，在美国商务部的详细记录的进口数据中，却含有货物是否在途中经过第三国到达美国的记录，这一进口数据覆盖了1995-2005年间美国从中国的所有进口数据。这里将这一数据作为美国报告的自香港进口的官方数据的一个补充，并将美国数据分为以下五类。

A1.从中国境内港口直接运至美国的货物；

A2.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是香港，货物在香港并未通关；

A3.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是在除香港外的第三国；

A4.美国对原产地为香港的货物的进口(来自官方公布的数据)；

A5.从中国输到美国的货物，在运输过程中在香港通关且最后一个启运港是香港，即通过香港的再出口。

如果采用对上述C2的最简单的理解，C1-C5同A1-A5之间依次存在着一一对应的关系，可以得出图3中列出的五种镜像关系。该图中有两个额外的盒子。右侧标有问号的盒子上标注了在香港货物数据中报告的通过香港转运的数据。正如前面所提到的那样，因为这些数据不标明商品的名称也不以价值来记录而是采用以公吨为单位记录，所以不能把它们用作分析中。左侧标有问号的盒子代表了原产于中国的产品通过第三国的对外再输出。如果将c3理解为仅仅包括转运而A3既包括转运又包括再出口的话，就会潜在的遗漏一部分数据(即通过第一

国而不是香港的再出口)，而它们正是此盒子中代表的数据。

(二)中、港、美三方贸易数据的差异在恰当地找出美中贸易中镜像数据的两方面后，就可以定义数据差异的两种衡量方法。第一种方法是在商品水平上衡量贸易双方的差异。

在这里M指的是贸易者r在第t年从s国进口商品i的贸易数据，E指的是s国在第t年报告的输到r方的商品i的出口值。这一指标总是用于衡量镜像贸易数据双方的差异。

第二个指标使用双方报告的数据总和作为标准，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)间变化。当双方报告的数据差别不大时，两种方法得出的数值就会十分接近。

在东行贸易中，E等于中国报告的对贸易国的出口值、香港报告的对贸易国的本地出口值及其为中国的再出口值的和，M等于贸易国报告的来自中国和香港的进[1值之和。在西行贸易中，E等于贸易国报告的对中国和香港的出口值之和，而M等于中国与香港报告的来自贸易国的进口值减去香港报告的到中国的再出口值。

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中美贸易顺差规模统计差异存在的原因之一是中美关于贸易额的统计方法差异。双边贸易统计方法差异的主要表现是中美两国之间进出口计价方式不同。中国的出口数据是按照大多数国家的惯例依据离岸价格，也就是通常所说的FOB价（freeonboard,简称FOB，包括本国生产成本、货物运输保险和在本国装载上船成本）统计的。与大多数国家出口计价不同，美国出口数据是按照船边交货价，也就是FAS价（freealongsideship,简称FAS，不包括本国生产成本、货物运输保险和在本国装载上船成本）统计的，这与国际惯例有别。由于未包含商品装上船的成本，故FAS价的数值小于FOB价。并且中、美两国都是依据到岸价格，也就是CIF价（包括货价成本、在途包装费、保险费和运输费）统计进口。这样，由于中美进出口计价基础不同，自然而然会造成双方贸易统计差异。因而就需要把双方的进出口数据转换成统一的离岸价（FOB价）计算，这样才能比较中美双边贸易顺差规模的统计差异情况，进而推算出中美贸易顺差规模计算上的失衡程度。为此，按照国际通行的转换方法，以FOB价为基础，把美国的以FAS计价的出口值加上1%的成本转换成FOB值。并且，依据国际货币基金组织（IMF）转换做法，把中美两国的以CIF价计算的进口值扣除10%来得到FOB值。为什么要用同一种方法计算进出口数据呢？原因是当贸易数值庞大时，FOB价与CIF价的差异会造成显著的由计价方式不同带来的差异。比如，如果以FOB价计算，中国、美国每一年对另一方的商品出口为500亿美元，双边贸易本应刚好平衡。但现在美国会认为，本国对中国出口是500亿美元，但从中国进口是550亿美元，原因就是后者以CIF价格计算。这使得美国以为自己有50亿美元的逆差。反过来，中国对美国出口以FOB价计算是500亿美元，但进口以CIF价计算是550亿美元，以至中国也认为自己有50亿美元的逆差。一项本来平衡的贸易，现在变得双方都认为自己有了“逆差”。因此，用不同的基准价格计算进出口会造成一定数额的误差。当我们按照国际通行的转换方法，以FOB价为基础，把美国的以FAS计价的出口值加上1%的成本转换成FOB值，并且，依据国际货币基金组织（IMF）转换做法，把美中两国的以CIF价计算的进口值扣除10%来得到FOB值，双方在统计计价方法完全一致情况下计算出的经过修订的美国对中国的出口额数值增加了，美国对中国的进口额数值减少了，同样中国对美国商品的进口额也减少了。这样，经修订后，双边贸易顺差规模的差异有了一定量的减小。而且从计价方法上明显看出，美方的统计数据高估了从中国的进口。

二、经由香港转口贸易的影响

所谓转口（reexport）亦即香港买家依法取得某批进口商品的所有权后随即售出，运送给第三国家或地区的另一个买家。香港买家将进口商品再出口前，或会略微加工，但不影响商品性质，故不会把香港变成原产地。这种转口使中美双边的贸易统计数据出现差异。美国方面在计算进口时，由于美国海关追查所有进口商品，包括转口商品的产地来源，美国的进口数据应该已经包括了直接进口和间接进口，无需另加转口。现实中，中国使用的是目的地原则，往往不统计部分经由香港对美国转口商品，如果这部分转口在中美贸易中微不足道，或可忽略，但现实中刚好相反。香港经济研究中心学者FungandLau（<中美双边贸易差额1990-2000>2001）根据香港贸发局提供的数据研究后发现，以2000年为例，美国有61亿美元的制成品经由香港转口到中国内地，占美国对中国出口官方数据的37%。同期中国内地有365亿美元的制成品经由香港转口到美国，占中国对美国出口官方数字的70%。如此高的比例，原因在于中国以目的地为原则的统计方法没有统计经港转口商品的数额。美方资料显示，中国的货物只有20%直接运往美国，其余80%是通过第三方转口到美国的，中方对转口贸易不计入贸易额的统计方法，导致中国统计的对美出口普遍低估，而美国由于在进口贸易中统计转口部分，使得美方统计的自华进口普遍高估，这导致中美贸易顺差规模统计数据存在较大差异。根据FungandLau的研究，中国在加上对转口的统计后，中美双边关于贸易顺差规模的统计差异会大大减小。

三、转口加成利润的影响

分析时，我们还应考虑香港转口毛利带来的标价上升问题。中国出口商品经由香港转口赴美时，香港中介人附加了利润，即加成利润。这部分被视为香港的附加值，理应在中美贸易数据中剔除。根据FungandLau（<中美双边贸易差额1990-2000>2001）的研究，中国货物经由香港转口到美国的平均增值率高达40%。货物离开中国后在第三方增加的价值显然不应计入自中国进口中，而美国按照原产地原则和CIF价统计进口的方法，导致美国的统计数据中包含了该增加值部分，从而夸大了美自华进口数量。在美方所计算的自华进口数据中剔除香港转口加成利润后，中美贸易顺差规模的统计差异也会进一步缩小。

四、美方统计中忽略了服务贸易

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中图分类号:F740

文献标识码:A　文章编号:1002-0594(2010)11-0010-05　收稿日期:2010-06-10

产品是技术的载体,产品进口会使得所体现的技术在进口国发生外溢,开放经济条件下,通过国际贸易的技术溢出是一国实现技术进步和经济增长的重要条件。在当前全球贸易迅猛发展的条件下,进口贸易的技术进步效应开始引起学者们极大的研究兴趣,国内外学者从不同视角研究了进口贸易的技术进步效应,涌现出大量的研究成果,本文首先对相关研究进行系统的梳理,然后简单地加以评述,并指出进一步研究的方向。

一、进口贸易影响技术进步的理论基础及作用机制

(一)理论基础

新贸易理论、内生增长理论、异质性企业贸易理论的发展为动态贸易利益的量化研究提供了可能,为进口贸易技术进步效应的研究奠定了理论基础。以Krugman(1979)为代表的新贸易理论学家放松了传统贸易理论完全竞争、产品同质、收益不变等强假设条件,将规模经济、产品种类、技术转移等因素引入到贸易理论分析框架之中,将贸易理论的发展推进到新的阶段,构成了国际贸易与技术进步关系研究的理论基点。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等学者将内生增长理论模型加以拓展,在开放经济增长模型中引入了投入品种类、产品质量等变量,考察贸易对于经济增长的影响,分析了国际贸易在技术转移、模仿和创新中的作用,为增长理论与贸易理论的融合奠定了基础,成为进口贸易技术进步效应研究的主要理论基础。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的异质性企业贸易模型研究表明,开放条件下生产率异质企业对于外部竞争压力的不同反应对行业生产率的变动产生重要影响,这为进口竞争的技术进步效应的研究提供了重要的理论框架。

(二)作用机制

为了实证分析进口贸易的技术进步效应,许多学者对上述基础理论模型从不同层面进行了拓展,具体地解释了进口贸易影响技术进步的内在机制。

Coe与Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基础上,利川进口份额作为权数衡量了国外研发对于本国TFP增长的贡献,为衡量和测度国外技术溢出对进口国技术进步影响的研究提供了理论和方法上的借鉴。Connolly(1997)发展了一个内生增长模型,从理论上证明进口贸易对模仿进而是技术扩散产生的正向影响,发展中国家可以从中获得静态和动态贸易利益。贸易通过降低南方国家的模仿成本,产生重要的技术扩散效应,促进南方模仿国的增长,因为贸易可使南方模仿者廉价地获得关于北方创新者新产品的知识,而进口种类和数量的增加提高了成功模仿的概率,会对南方模仿产生正的影响。南方国家销售进口产品,提供售后服务,会增加对于进口产品技术知识的了解,降低对这些产品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同时,贸易开放还会通过对国内企业带来的竞争效应,影响企业的模仿行为和国内企业数目,进口贸易降低了模仿者了解国内市场需求的成本,保证了有效率模仿的实现。Connolly(1999)在一个南北贸易的质量模型中,在创新和模仿过程融入了学中学(learning-to-learn)的概念。他认为,学中学(learning-to-learn)不同于干中学(learning-by-doing),因为学中学获得的技术更具有一般性,因而可应用于不同类型的研究,而不是仅仅限于特定所学任务。当一个企业成功模仿了质量越来越高的特定种类产品时,他将获得产品工程中的知识,并且改善它,因此模仿不仅使得企业在未来的模仿中更有利,而且提高了企业独自成功发明更高质量水平产品的可能性。

Keller(2001)认为通过与国内外企业相互作用的学习是促进生产率增长的重要方式。国内发明的效率随一国知识存量的递增而递增,它与国内所知的产品设计的数量是成比例的,通过增加国内知识存量,国际溢出提高了国内发明活动的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)扩展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企业异质性国际贸易模型,把理论模型分析与实证检验有机结合在了一起,认为贸易的开放导致了竞争效应,在更大的国外竞争和更多的进口产品的压力下,国内企业的利润会下降,异质性企业中生产率水平较低的企业会退出市场,只有技术水平较高的企业才可以适应市场竞争,并且会在竞争中增加市场上所占的份额,这样产业的平均生产率水平也会上升。

理论模型的构建为实证研究的深入发展奠定了基础,基础理论模型的拓展把理论研究和实证研究紧密联系在一起,深刻地揭示了进口贸易影响进口国技术进步的内在机制,进口贸易可以通过进口贸易总量、进口贸易模式和进口产品的竞争效应对技术进步产生重要的影响。

二、进口贸易总量的技术进步效应

(一)国家层面进口总量的技术进步效应

Coe、Helpmanfl995,以下简称“CH”)利用21个OECD国家和以色列1971～1990年间的面板数据,考察了贸易伙伴国的R&D资本存量通过进口贸易的传导机制对进口国技术进步的影响,发现国内外研发资本存量都会对全要素生产率产生重要影响,一国进口占GDP比重越大,国外研发资本存量对国内生产率的影响越强,开放度高的经济比开放度低的经济从国外研发中获益要大。方希桦、包群、赖明勇(2004)使用CH的方法计算了中国主要贸易伙伴国的研发资本存量,实证分析发现通过进口的技术溢出对中国技术进步具有显著的促进作用。

许多学者以CH模型中的数据为基础,利用新的方法进行了拓展研究,得出了与CH相似的结论。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)认为CH(1995)模型中计算国外研发资本存量的赋权方法存在汇总上的偏误,因而提供了一个理论上产生更少偏误和更好实证结果的赋权方法,在修正了指数偏差的基础上,分析了国外研发的产出弹性对于一国贸易开放度的依赖,研究证明一国贸易越开放,该国从国外研发中获益越大。喻美辞、喻春娇(2006)利用LP方法计算了相对于中国的国外R&D资本存量,并将人力资本因素引入到进口贸易技术溢出的计量模型,证明通过进口贸易的技术溢出促进了中国全要素生产率的提高。Keller(1997)也质疑CH

(1995)的赋权方法,而采用随机赋权方法计算了国外知识资本存量,同样得出了与CH模型相似的结论。但是Coe、Hoffmaister(1999)认为Keller(1997)的随机赋权实际上是带有随机误差的简单加权平均,这种随机赋权只会得到一个随机变量,它和生产率之间是不存在联系,他们利用替代的赋权方法作为双边进口份额回归证明,随机创造的贸易模式并不能产生国际研发溢出的估测。

鉴于上述学者研究中使用普通最小二乘方法中可能出现的伪回归,有学者根据CH研究的数据,利用面板协整方法重新考察了进口的技术溢出对进口国生产率的影响。实证结果发现,通过进口的研发溢出效应要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么与全要素生产率之间不存在长期协整关系(Funk,2001),因此,他们认为之前对于进口贸易技术进步效应的研究高估了进口的作用,但是忽略了其它传播机制的作用。

Altair and Cieeone(2004)测度了贸易的实际开放度对国家间全要素生产率的影响,发现进口和出口加总的贸易开放度是一国全要素增长的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)区分了知识的性质,认为通过发达国家的研发生产的知识能够通过贸易溢出到其他国家,利用21个OECD国家1975～1990年的面板数据集中考察了进口作为技术传播途径的作用,发现无论国外的知识是公共还是私人的,进口的技术进步效应都非常显著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通过引人间接与贸易相关的研发溢出的概念扩展了CH的分析,认为与贸易间接相关的研发溢出也会在国家之间发生,他们利用114个国家的向量矩阵实证研究发现,国外研发的间接流量要远高于直接流量,间接流量对于TFP的贡献要远高于直接流量的贡献,并且全部(直接加间接)国外研发流量明显地要比国外直接研发流量要稳定。由于间接效应的存在,双边贸易相对来说并非国外研发通过贸易溢出的重要决定因素,这调和了CH(1995)与Keller(1997)的结论,但也提供了贸易作为国际知识传播机制重要性的支持。

Madsen(2007)使用16个OECD国家1870～2004年间技术进口和全要素生产率的新数据库,验证了知识是否通过贸易渠道发生了转移。实证估计表明,在过去135年中通过贸易发生的知识转移始终非常重要,TFP与知识进口之间存在很强的关系,在过去一个世纪中93%的TFP增长要归于知识的进口,知识的外溢是1870～2004年间OECD国家TFP收敛的重要影响因素,通过贸易的国际技术外溢是OECD国家TFP增长的重要贡献因素,有助于OECD国家TFP的收敛。

(二)企业和产业层面进口总量的技术进步效应

企业和产业层面的实证研究证明,进口和技术进步之间存在较强的正相关关系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亚制造业的详细面板数据,证明供给进口密集部门的企业比其它企业具有更高的生产率,进口是国际技术转移的推动因素,与国外厂商的垂直供应联系是进口推动技术转移发生的渠道,这从企业层面证明进口是促进技术进步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技术转移和进口联系起来,利用17个工业化国家1973～2002年的详细数据实证分析发现,进口是技术转移的一个主要渠道,国际技术转移对于生产率的贡献常常超过了国内研发的贡献。

李小平、朱钟棣(2006)总结了国外学者计算R&D存量的六种方法,并用这些方法分别计算了同外R&D存量通过进口贸易对中国工业行业技术进步的影响,虽然不同的实证方法所得出的结论不近相同,但基本上肯定了产业层面进口贸易技术进步效应为正的结果。李小平、卢现祥、朱钟棣(2008)利用DEA方法进一步研究了中国工业行业生产率的增长,发现进口是技术进步的重要原因,但是出口促进技术进步的作用并不明显。

三、进口贸易模式的技术进步效应

(一)资本品进口的技术进步效应

与CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77个发展中国家1971～1990年的数据,研究了这些国家通过机械设备进口从工业化国家的研发中获益的程度,结果显示,国外研发资本存量的知识通过机械设备进口能够影响到发展中国家的生产率,国外研发资本存量越大,对于来自工业化国家机器和设备进口越开放,本国劳动力的教育水平越高,该发展中国家的全要素生产率也就越高,而总进口中许多消费品和服务的进口对于生产率并没有影响,国外知识存量只是通过机器设备的进口影响了发展中国家的生产率。

Connolly(1999)考察了国内外创新对于实际人均GDP增长的贡献,发现来自发达国家的高技术产品的进口在国际技术扩散中作用的证据,国内模仿和创新对发达国家先进技术进口存在持续的正依赖性,来自发达国家的技术对于人均GDP增长的贡献要高于国内创新的贡献。Xu、Wang(1999)认为资本品比非资本品拥有更高的技术含量,因资本品贸易是国际技术溢出的重要渠道。他们考察了资本品贸易作为国际研发溢出渠道的重要性,估测结果表明,在G7国家中,研发投资大约一半的收益溢出到了其它OECD国家,其中大约一半的溢出是通过资本品外溢渠道发生的,资本品衡量的研发溢出变量统计上是显著的,比总进口衡量的溢“{变量更多解释了国家间生产率的差异。Eaton、Korlum(2001)也认为国际贸易可以把技术进步的好处传递过国界,他们通过研究世界生产和资本品的贸易,评估了这一机制的重要性,证实一国的生产牢取决于该国对国外资本品的可获得性以及该国使用资本品的意愿和能力。

(二)中间品进口的技术进步效应

Keller(1997)引入一个研发驱动的增长模型,技术通过体现在不同中间产品的贸易传递到国内其它部门和国外部门,他使用来自8个OECDI业国1970～1991年13个制造业的数据研究发现,在同一行业中,国际贸易是国外技术传播的一个重要途径。随后使用相同的数据,Keller(1999;2000)量化分析了贸易模式在决定技术流量中的重要性,发现一国的进口模式会影响到一国的生产率,如果一国主要从技术领先国进口,该国获得的体现在中间产品上的技术将高于主要从技术跟随者进口的所得,与进口模式相关的技术进口的差异解释了这些国家生产率增长上20%的差异。Hakura、Jaumotte(1999)利用87个国家1970～1993年的数据,在区分产业内贸易和产业间贸易对于技术转移影响的基础上,考察了贸易在技术从工业化国家向发展中国家溢出中的作用,证明产业内贸易能够比产业间贸易更多地促进技术转移。

Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年间制造业的普查数据,估测了贸易自由化对于企业生产率的影响,他们区分了源自最终产品关税降低的生产率增长与源自中间投入品关税降低的生产率增长,研究结果表明,生产率的增长主要源于投入品关税的降低。Topalova(2007)利用制造业部门企业层面的面板数据,考察了印度20世纪90年代早期的贸易改革对企业生产率的影响,发现中间品关税的下降导致的生产率增长远高于最终品关税下降产生的影响。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造业企业的面板数据估测了国外中间品的进口对于企业生产率的影响,发现国外中间产品的进口提高了生产率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年问匈牙利制造业企业产品层面的进口数据估测了一个生产者结构模型,研究显示,进口的技术进步效应在统计上与经济上都是显著的,进口解释了匈牙利90年代总体全要素生产率增长的30%。

(三)对贸易模式技术进步效应的质疑

对于贸易模式与技术溢出、技术进步的关系,也存在一些不同的认识。Funk(2001)使用面板协整技术考察了贸易模式与国际研发投入溢出间的关系,没有发现支持进口模式与研发溢出之间关系的证据,因此认为,先前的研究可能高估了进口投入品在国际研发溢出中的作用,却低估了其它传播途径的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)对与贸易相关的间接技术溢出效应存在的研究,似乎也证明双边贸易模式并非国外研发通过贸易溢出的决定因素,一国外部研发溢出流量对于贸易模式的依赖可能是很低的。

四、进口竞争的技术进步效应

进口竞争的技术进步效应早已引起学者们的注意,但是受传统贸易理论严格假设的束缚和统计数据可得性的限制,这方面理论和实证研究的进展相对缓慢。随着企业层面统计数据可得性的提高和异质性企业贸易理论的开创性进展,进口竞争的技术进步效应引起学者们极大的研究兴趣。

Bertschek(1995)利用德国80年代制造业企业的面板数据,分析了进口和内向型FDI对于国内企业创新活动的影响,发现进口和内向型FDI增加了国内竞争,降低了国内企业的盈利,对产品和过程创新产生了显著的积极影响。Lawrence、Weinstein(1999)通过对日本1964～1973年间进口贸易的研究发现,进口竞争是促进日本生产率提高的重要原因,并且进口竞争的作用要大于中间产品进口对于生产率的促进作用,更多竞争性产品的进口刺激了创新,向国外竞争对手潜在的学习是效率增长的主要渠道。

Pavcnik(2002)利用企业水平面板数据实证考察了智利贸易自由化对于企业生产率的影响,发现企业内生产率的进步要归于进口竞争部门中的贸易自南化,总的生产率进步源自资源从低效率生产者向高效率生产者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造业企业的面板数据研究了贸易自由化对于企业生产率演进的影响,发现进口产品和中间投入品关税变动与生产率的变动之间存在负相关关系,表明贸易自由化后,竞争的增加和可获得的体现更高技术的中间品进口促进了生产率的提高。Topalova(2007)的研究表明,进口关税的下降增加了国内竞争,导致了产业生产率的提高。

Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27个新兴市场经济的数据,估测了来自国外的竞争、与国外企业的垂直联系以及国际贸易对国内企业几种创新的影响,发现有很强的证据表明国外竞争和创新之间存在正向的关系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用欧盟1989～1999年间制造业的详细数据研究发现,进口竞争的技术进步效应在短期和长期中存在着很大的区别。短期内贸易开放具有促进竞争的效应,由于进口竞争的增加,无效率的企业退出市场,产业中产品平均成本降低、生产率出现上升。但是长期来看,当竞争力更弱的经济体也开始出口时,这些效应会逐渐减弱甚至会逆转,虽然增加的贸易对欧盟的生产率产生了显著的影响,但是这种影响是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年间工业化国家的样本数据研究发现,长期内进口自由化通过选择效应降低了本国产业内的生产率。

对于进口贸易技术进步效应的研究,以上我们按照进口总量、进口模式和进口竞争几个维度进行了系统梳理,但是必须指出的是,这三种机制并非各自独立地发挥对进口国技术进步的影响,它们分别都是从进口贸易的一个侧面反映出进口贸易可能对技术进步带来的影响,对于一国整体进口来说,三种机制都在共同发挥着对于技术进步的影响。

五、结语

进口与技术进步关系研究隶属于动态贸易利益研究的范畴,是对贸易影响经济增长机制研究的深化与发展。国内外理论和实证研究的成果证实了进口贸易与技术进步之间的内生关系,进口是影响一国技术进步和经济增长的重要因素,这深化并丰富了我们对于进口与经济增长关系的研究和认识,有力证明了自由贸易所蕴藏的巨大动态利益,为发展中国家贸易政策的制定提供了一定的指导和借鉴。

目前,对于进口与我国技术进步关系的研究相对来说还不够充分,不够深入,主要还是停留在进口产品总量上的研究,缺少对进口贸易模式、进口竞争技术进步效应的研究,因而对进口与我国技术进步的认识还不够全面。我们认为未来对于进口与技术进步关系的研究应当考虑一些忽略的变量可能产生的影响,深化对于新的机制的研究,同时对于我国进口贸易与技术进步的关系应当进行更加全面系统的深入研究。

参考文献:

方希桦,包群,赖明勇2004,国际技术溢出:基于进口传导机制的实证研究[J]l中国软科学(7)

李小平,卢现祥,朱钟棣,2008,国际贸易、技术进步和中国工业行业的生产率增长[J],经济学(季刊)(2)

篇6

首先从理论上分析当前适当增加进口的必要性与可能性，在此基础上利用Eview5进行协整分析来检验进口对GDP增长的作用。我国长期以来一直实行出口导向性的战略政策，不遗余力的推行以出口创汇为主要目标的对外贸易政策，这在很多程度上促进了经济的发展。然而，随着科技的发展和全球化程度的不断加强，我国的对外贸易发展进入了一个新时期，国际贸易环境发生了很大的变化，对中国现行的对外贸易政策提出严峻的挑战。随着世界经济发展缓慢，许多国家尤其是美国与中国的贸易摩擦不断增加，我国已成为世界上反倾销和贸易保护措施的最大受害者，出口贸易环境严重恶化。据统计，2003年中国对外贸易依存度高达60%，在如此高的贸易依存度下，增强产品在国际上的竞争力是经济发展的必要手段，而一味追求产品出口创汇则对我国经济发展构成威胁。过去，我国外贸政策主要放在规模与速度的增长上，追求贸易顺差与外汇储备，使企业片面强调多出口，多创汇，少进口，节约使用外汇，从而导致出口商品供给的急剧增加，价格迅速下降，贸易条件恶化，出现“贫困化”增加。在这种情况下，仍然保持以往的出口策略将会阻碍我国对外贸易的发展，影响我国的国际形象，破坏良好的国际环境，从而影响我国经济发展。要解决中国当前面临的这些问题，就要转变对出口的态度，适当的增加进口。依据很多国家发展经验，出口在很大程度上可以促进国民经济的发展。但各国宏观政策的实施依据国情进行，因此我们应立足国情来正确看待进出口对我国经济增长的作用。

1进口贸易与经济增长关系的理论研究

进口与经济增长关系的研究最早可以追溯到古典经济学时代。亚当•斯密认为，出口带来的收益及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长(交易生利)。大卫•李嘉图指出,通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价,阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰•穆勒认为,通过贸易可以得到本国不能生产的原材料和机器设备等经济持续发展所必须的物质材料，同时推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率；通过产品进口造成新的需求，刺激和引导新产业的成长。

受古典经济学家上述观点和理论的启发，后来的经济学家进一步探讨了进口贸易对经济的带动问题。D•H•罗伯特逊和R•纳克斯认为资本品的进口使该国取得国际分工的利益，大大节约了生产要素的投入量,它是经济增长的主要因素；马克斯•科登提出的贸易对经济增长率影响效应理论，认为如果大量进口投资品，会使国内投资品相对价格较低，投资成本下降,而投资率的提高无疑会带来经济增长率的上升。

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，同时将经济增长引入这一分析框架,把技术作为内生变量，研究技术变动、进口贸易、经济增长三者之间的互动关系。他们认为，技术通过中间产品的投入产生扩散。如果一国的R&D活动产生新的中间产品与现有的中间产品不同，或比现有的中间产品更好当这些中间产品出口时，进口国的生产力就会通过其贸易伙伴的研发效应和技术扩散得到提高。

2数据、模型与实证分析

分析所使用的样本选取1985~2006年的有关数据，数据来源于2007的《中国统计年鉴》。根据研究问题的需要，按进口（M）、国内生产总值（GDP）等指标，作为样本进行分析。

由于大多数时间序列数据都是非平稳的，不满足传统的多元回归或其他方法对数据平稳的要求。在这种情况下，即便变量之间没有关系，也会由于非平稳的序列带有趋势而显现一定的关系，这也是所谓的“伪回归”的问题。针对这一问题，采用协整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回归方法为代表的实证方法是事前假定，即先假定变量存在因果关系，然后进行验证；而协整分析则是事后假定，即先判断单整阶数，只有变量间单整阶数相同，或不同阶数的变量经过组合后，理论上可能存在长期的均衡关系，才可以假定方程式。笔者根据研究问题的需要，选取我国1985~2006年的数据作为样本进行计量分析，在进行数据分析时，GDP按当年汇率折算成美元。为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这可消除各个变量之间的异方差性，使趋势线性化，不改变变量之间的协整关系。为考察进口贸易对经济增长的关系，本文采用GDP、M的自然对数形式，分别记为LnGDP、LnM。

2.1样本数据描述性分析

从我国进口贸易与经济增长的对数图（图1）来看，在1985~2006年，我国进口贸易成上升趋势，LnGDP也呈上升趋势。序列表现不平稳，即序列使非平稳时间序列。LnGDP、LnM一阶差分后，由图2表明，新得到的数据序列没有明显的上升、下降趋势，调整后的时间序列趋于平稳。

2.2样本数据平稳性检验

在进行计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）检验。

由于ADF=-1.739381，大于1%临界值，所以LnGDP是非平稳的，ADF=1.737057同样大于1%临界值，所以LnM也是非平稳的。进一步检验变量一阶差分序列以确定变量的单整阶数，在一阶差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%临界值，因此它们的一阶差分是平稳的，即LnGDP、LnM为一阶单整变量，可以进行协整关系检验。D-W值在2附近，表明时间序列是非自相关的。

2.3Granger因果检验

进口贸易与经济增长之间的因果关系用经济计量方法检验可得。将LnGDP、LnM数据调入Eview5.0进行Granger因果检验，检验结果见表2。

从表2可以看出，进口是促进经济增长的原因，即进口和经济增长之间具有Granger因果关系。所以笔者在做协整分析时可以根据经济学有关理论，将进口作为经济增长的一个原因来分析。

2.4协整分析

前面的单位根检验表明，我国GDP和进口贸易总额数据都是一阶单整的，他们之间应该存在一个平稳的线性组合，即LnGDP、LnM之间有长期稳定关系。根据最小二乘法，可以定量确定LnGDP、LnM两者之间的方程。

LnGDP、LnM之间协整回归方程：

其中括号内给出的数字是t值。根据t值、R2值，可知回归方程解释能力较好，残差项有较强的一阶自相关性，进口每增长1%，GDP就随之增长1.123%。

进行协整检验，就是检验回归方程残差序列的平稳性，若残差序列是平稳的，则变量之间的关系是协整的；反之，则不是协整的。其检验方法就是采取单位根（ADF）检验。假定方程的残差表示为e。

在做单位根检验时，一般在5%拒绝零假设，即序列平稳。从残差序列的单位根检验结果看，e在5%、10%的置信范围，其ADF值均小于置信值，接受零假设，说明e通过了单位根检验，表明e时间序列平稳。进而说明LnGDP与LnM之间存在协整关系，即国内生产总值与进口之间存在稳定的均衡关系。

3结论

通过对我国进口贸易与经济增长之间的实证分析，以及根据GDP、M因果关系分析，并在此基础上建立协整分析，可以看出进口与国内生产总值之间存在较强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但LnGDP与LnM之间存在长期稳定均衡关系，进口在很大程度上可以促进国民经济的增长。通过实证分析得出，进口与GDP之间存在协整关系，从长期来看，进口增加1%，会引起经济增长1.123%。当前出口导向的政策不仅为我国对外贸易带来的很多问题，而且大量的出口初级产品导致我国资源外流，降低了社会福利和人民生活水平。而适当增加原材料、设备、尤其是高科技产品的进口，这不仅有利于解决当前我国对外贸易存在的问题，而且有助于提高我国技术水平及资源使用率，实现产业结构升级，改变经济增长方式，还可以缓和我国收入分配恶化的趋势，从而提高社会福利和人民生活水平。另外，当前的外汇储备为我国增加进口提供了充足的资金。因此，要对我国的进出口有一个重新的认识，不能一味的强调出口、强调顺差、“重出口轻进口”，要认识到进口对GDP的拉动作用，保持进口与出口的均衡发展，从而促进我国经济持续健康增长。



篇7

中图分类号 F740.6 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2016）10-0094-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.012

2015年中国已经超过美国成为世界上最大的石油进口国；根据BP估计，到2035年中国将超过欧洲，成为世界上最大的能源进口国，能源的进口依存度从15%升至23%。中国对能源的巨大需求与进口引起了许多西方国家的关注；在一段时间内“中国能源与环境”成为西方媒体炒作的话题。但是西方国家和个人没有正视的是中国进口的大量能源中有相当大的比例是用于出口产品生产时的消耗，而这些产品最终是被外国消费者所消费和使用。因此为了明确中国进口能源中用于出口的规模和比例，有必要对中国出口产品中隐含能的真实水平予以准确的测算。

1隐含能测算的文献综述

传统的能耗测算方法通过将产品的产量与单位能耗系数相乘得到产品的能源消耗量。这种方法虽然计算简单但存在一个致命的缺陷：即该方法只考虑了某一产品在最后一个生产环节所消耗的能源水平，而对其从最初的原材料投入直至成品形成所经历的全部过程的能源消耗以及相关中间投入产品的能源消耗则没有包括在内，导致测算的结果与真实能耗水平相比明显偏小。而隐含能的概念和相关测算方法的提出则从根本上解决了这个问题。虽然还有其他包括LCA在内的技术手段，但隐含能测算的主流方法还是借助投入产出技术，真正做到了对产品生产全过程的真实能源消耗的测算。由于中国官方公布的10表数据是未区分进口中间产品数据的竞争型10表，而要准确测算隐含能就必须使用能够区别进口中间产品数据的非竞争型10表；因此不同学者在实际测算隐含能时，对现有中国竞争型10表中涉及进口中间产品的数据都做了一定的技术处理。

1.1以“按固定比例进行分配”假设对10表进行处理

“按固定比例进行分配”被称为“等比例进行分配”、“按比例进口”、“等比例拆分”或“简单比例”假设或原则。沈利生等第一次在文献中提出按比例分配的方法将中间投入和最终使用中的国内产品和进口中间产品进行拆分，即进口中间投入在总中间使用中的比例与进口产品在最终产品中的比例一致；随后陈迎等、兰宜生等、朱启荣、王丽丽等、刘祥霞等都在各自的测算过程使用过这种方法，不同学者只在变量符号和公式表达上略有差异。

1.2自行改进和编制中国非竞争型10表

为减少编制投入产出表的困难和缓解其在时间序列上的不足，学术界对如何借助使用非调查更新法来实现对投入产出表的快速、简洁的编制进行了大量的研究。S健等专门对RAS法的有效性进行了验证，并指出只有在掌握更多目标年直接消耗系数信息的前提下采用RAS方法才能达到有效更新投入产出表的目的。张友国使用RAS法编制了2003-2006年的投入产出延长表，并借此分析了中国在此期间贸易对能源和S02排放的影响。夏炎等利用RAS法对中国的能源强度变化进行了分解和研究。陈宇峰等则通过RAS法分析了浙江省产业结构调整对缓解能源冲击的影响。叶震则在RAS方法的基础上更进一步，提出了IDFC的投入产出表更新方法。王磊、李新运等、杨顺顺等都在各自文献中借助RAS法对中国的投入产出表就行了不同程度的调整。

1.3采用国际组织编制的中国非竞争型IO表

由于中国官方提供的投入产出表是非竞争型投入产出表，因此许多学者将研究的目光转移到由不同国际组织编制并提供的中国10表上。当前使用世界性投入产出数据库对中国问题进行研究的文献主要包括以下三类：

第一类，使用GTAP（Global Trade Analysis Project）数据库进行的测算。黄凌云等、杨立强等、刘俊伶等分别借助GTAP测算了中国的贸易隐含能与隐含碳水平。庞军在GTAP8.0数据库基础上对中美、中欧、中日双边贸易中的隐含碳进行了测算和对比，指出中国为主要贸易伙伴承担了大量的碳排放。

第二类，使用WIOD（World Input-Output Database）世界投入产出数据库进行的测算。陈雯等借助WIOD数据测算后发现中国消耗能源与CO2排放的水平却远远高出美国的水平；潘安在WIOD数据的基础上建立BTIO模型并对中日和中印贸易中隐含碳和其他污染物的排放水平进行测算；刘瑞翔等借助WIOD数据测算和SDA分解后指出，能源利用效率则是有效抑制贸易隐含能增加的主要手段。

第三类，使用OECD的投入产出数据库进行放入测算。成卓等使用来自于OECD的非竞争IO表计算了中国外贸对GDP的贡献；傅京燕等不仅使用OECD的投入产出数据测算了中国1997-2008年的贸易内涵碳，并且使用分解技术对结果进行了解释；谢建国等利用不同年度OECD提供的中国10表测算并分解了中国进出口贸易中的隐含能源；陈雯等在使用OECD提供的中国1995-2005年的10表的基础上测算了17个行业的内涵能源和净贸易含能水平。

1.4对使用10表计算进口隐含能时的处理

在计算进口隐含能时最大的困难在于对进口国生产产品时所使用的直接能耗系数ei和完全需求系数cij的确定，而造成这种情况最主要的原因在于数据搜集的困难。一方面许多国家的国际数据不全，主要是有关具体部门的能源消耗数据不完整；二是IO表不连续，有部分国家未连续公布IO表（包括中国）。对此学术界的处理方法主要有以下几种：

第一种，用中国的直接能耗系数和完全需求系数代替贸易伙伴国的相关指标。这种方法的理论基础是投入产出分析中的技术同质性假设，即假设中国从国外进口商品的能耗水平、生产方式与技术水平同中国完全一致。如沈利生、王娜等、李坤望等、许冬兰、刘祥霞等在文章中使用中国的直接能耗系数和完全需求系数代替贸易伙伴国的相关数据。作为目前测算隐含能时最简单的方法，其合理性在于实际上是以中国当前的技术水平生产与进口数量相同的产品时所需要耗费的隐含能水平，或者说是由于从国外进口而节省的隐含能。但其不足之处也同样明显，一方面中国的技术水平与发达国家相比存在一定差距，另一方面中国在能源利用效率上的水平与发达国家相比存在明显差距，在这种背景下使用基于技术同质性假设的中国数据替代，会出现对进口隐含能水平的高估。

第二种，选择具有代表性的贸易伙伴国的直接能耗系数和完全需求系数作为中国进口隐含能测算的替代指标，这种方法实际上假设所有进口商品来源国的能耗水平、生产方式与技术水平完全一致。就目前学者们已有文献来看，主要有两种具体方法：一是直接以中国主要贸易伙伴国为进口国家相关系数的代表。按照这种方法确定的国家主要是日本，原因在于其不仅是中国最大的贸易伙伴国，而且其技术水平特别是能源利用效率在国际上都是处于领先水平，能够代表中国主要贸易伙伴都是发达国家的这种现状。齐晔等、顾阿伦等在文章中直接使用日本的直接能耗系数和完全需求系数作为中国贸易伙伴国的代表，以此来计算中国进口中包含的隐含能水平。二是在对中国主要贸易伙伴国进行一定加权平均后选择某个最接均值的国家或地区作为代表，例如陈红敏对中国前十位和前二十位主要贸易伙伴国能耗系数的加权平均后，确定以中国台湾地区的直接能耗系数和完全需求系数为基础测算中国进口商品中的隐含能水平。这两种方法使得对进口隐含能的计算显得简便快捷，而且反映了中国进口商品中隐含能源的最小值。但其不足之处也同样明显，一是这种方法的使用忽略了中国进口来源国的特点，二是这种方法的使用也忽略了中国进口商品结构的特点。综合考虑这种方法我们可以看出：使用发达经济体的技术水平和能耗指标来测算中国进口中的隐含能水平会使结果出现低估的情况，进而导致中国贸易隐含能净值的高估。

第三种，使用多区域投入产出模型的相关系数来解决隐含能的计算。上述两种方法本质上都使用的是单区域投入产出表（SRIO），其优点是数据搜集、整理的工作简单，容易得出初步的计算结果并可以借助其进行一定的分析。但SRIO的缺点在于不同国家、地区间的能耗系数和技术水平明显存在差异，如果只使用一国的投入产出表就代替所有贸易伙伴国之间的隐含能流动，显然会使最终的结果出现偏差。正因为如此，越来越多的学者开始将注意力转现多区域投入产出模型（MRIO）。MRIO将进口品划分为最终消费和中间消费两部门，从而为从整体进口中更加科学的抽取出加工贸易对隐含问题研究的影响创造了有利的条件。例如崔连标等使用GATP数据对中国的隐含能进行了测算，刘瑞翔等则借助WIOT对中国贸易隐含能进行了测算。但MRIO的缺点也同样明显：一是由于MRIO的制要求非常精确的数据和复杂的编制操作，使得目前能够得到和使用的区域间投入产出表较少，实际运用范围受到了严重制约；二是MRIO与SRIO一样，同样需要对数据进行定期的更新和整理，这就使得MRIO的编制更加困难。

在综合考虑各方面的影响因素后本文认为：为了避免由于不同算法、特别是在RAS推算时具体技术手段对来自国际数据的中国IO表的影响和造成更大的误差，本文在测算中以中国官方公布的中国投入产出表为基础，在测算出口时使用“按固定比例进行分配”法。在测算进口时放弃使用单一国家或部分国家加权方法计算进口能耗系数的方法，使用由本文提出的将进口国分为发达国家和发展中国家两类的方法测算能耗系数，并以此为基础对中国的贸易隐含能的净值进行测算。

2模型构建与数据处理

2.1使用中国IO表的出口隐含能测算模型的构建

在使用由中国官方公布的IO表、能源消耗数据和贸易数据计算出口隐含能时，由于中国的IO表是竞争型投入产出表，所以只能采用“按固定比例进行分配”的方法对来自于进口的中间产品进行处理，使测算中使用的中间产品为扣除进口中间品后剩余的国产中间产品。具体中国出口隐含能的计算公式为：

（1）

此处的EEX表示中国出口隐含能水平，单位是万t标准煤；e是一个1×n矩阵，其矩阵元素ei表示中国i行业的直接能耗系数，其单位是万t标准煤/万元；（I-A）-1则表示根据中国IO表得出的完全需求系数；EX是表示中国出口水平的n×1矩阵，单位是万元；M为进口系数矩阵，它是一个n×n的对角矩阵，其对角线上的元素mij根据“按固定比例进行分配”假设的要求可以表示为：

（2）

其中xim是行业进口总额，Xex是行业出口总额，X是行业总产出。

（3）

公式（3）中，e中国表示中国的直接能耗系数；M中国表示中国的进口系数；A中国表示中国的直接消耗系数；EX中国表示中国的出口。

2.2使用中国IO表的进口隐含能测算模型的构建

2.2.1中国进口的真实构成

由于中国进口来源国家众多，本文为了简便起见将中国所有的贸易伙伴国分为两类：一类是发达国家，一类是发展中国家。目前在国际上还没有明确区分发达国家与发展中国家的概念；但有一种共识，即某个国家一旦加入经济合作与发展组织（OECD）便被认为是经济发达国家。据此，世界上其他国家都被划入发展中国家的行列。测算1997-2013年间中国进口贸易总额中来自发达国家和发展中国家的比例见表1。

从表1中我们可以看出，与一般对中国进口的预想不同，中国来自发展着中国家的进口正在逐年增加，已经超过中国进口总额的一半以上。在这种情况之下，不论是用单一发达国家或是几个发达国家加权后的数据来测算中国的进口隐含能问题都是不全面的，这些方法都忽略了大量发展中国家在中国隐含能进口中所发挥的作用。因此有必要采取一定的方法，将发展中国家在中国进口隐含能中发挥的作用反映出来。而这正是本文试图解决的主要问题。

2.2.2使用中国IO表的进口隐含能测算模型的构建

对于相对应的中国进口隐含能的测算，根据中国进口商品的来源划分为两个部分，即来自发达国家的进口和来自其他国家的进口。由于向中国出口的发达国家众多，数据搜集和整理工作非常困难，故选择在发达国家中能源使用效率最高的日本来代替。对于中国从世界其他的国家的进口同样源于数据搜集和整理的困难而选取中国作为发展中国家的代表。故具体测算公式为：

（4）

在公式（4）中，EEM表示中国进口隐含能水平，单位是万t标准煤；IM是表示中国进口水平的n×1矩阵，单位是万元；其余指标的概念与上文中相同，主要区别在于变量角标所代表的具体国家。如e日本表示日本的直接能耗系数；A日本表示日本的直接消耗系数矩阵；IM发达国家表示中国自发达国家进口的数量；IM其他国家表示中国进口中除去发达国家后来自世界其他国家的进口数量。

具体中国来自发达国家和发展中国家的贸易规模IM发达国家与IM其他国家的计算公式为：

（5）

（6）

（7）

其中来自发达国家进口总额为历年中国自上述发达国家各国别进口的合计，来自发展中国家进口总额为中国自世界进口总额扣除来自34个发达国家后的余额。

以上文测算为基础，可知：贸易隐含能净值等于出口隐含能与进口隐含能的差额，即：

NEE=EEX-EEM （8）

2.3数据来源与技术处理

2.3.1IO表来源与处理

根据本文实际测算的要求，使用的中国IO表包括：1997、2002、2005、2007和2010中国投入产出表，并根据下文中与能源数据和贸易数据的匹配情况将中国IO表中的42个行业的总数调整为15个。对于本文测算所需的日本投入产出表，均来自日本总务省统计局。具体包括以下3张表：1995、2000和2005日本投入产出表。并且为了能够与中国的投入产出状况进行比较，也将日本IO表中的34个行业调整为15个行业，以此作为发达国家完全需求系数测算的依据。

2.3.2能源消耗数据来源与处理

对于中国的能源消费数据，全部由1998-2014年历年的《中国能源统计年鉴》中的各行业能源消费数据合并而来，并且将各种能源消耗水平一律按照年鉴中的万t标准煤来表示。同时还根据最新的2014年中国第三次经济普查获得最新数据对各行业的能源消耗数据进行了修正。

对于本文测算使用的日本相关年度的能源数据，由于相关日本能源分行业数据无法完全获得，所以本文使用中国与日本的单位GDP能耗系数进行修正，使用中国的直接能耗强度推算出日本的直接内耗系数e日本，具体推算公式如下：

（9）

具体计算过程中使用的日本历年能源消耗总量和GDP数据均来自1998-2014年的《日本统计年鉴》，相关中国历年能源消耗总量和GDP数据来自1998-2014年的《中国统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》，单位为万t标准煤/亿元。

2.3.3贸易来源数据与处理

对于中国的贸易数据，全部由1998-2014年历年的《中国统计年鉴》、《中国海关统计年鉴》、《中国贸易外经统计年鉴》中的各行业贸易数据合并而来。使用的是海关HS编码，具体包括22类98章；在充分兼顾10表与能源消费数据的前提下对各行业的贸易数据予以合并。其中建筑业数据来自历年中国“国际收支平衡表”中的“建筑服务”。并对其使用相同的价格指数和汇率进行调整。具体汇率与价格指数见表2。

3实证结果与数据分析

3.1中国出口隐含能总量的分析

从D1中可以看出在扣除进口中间产品对出口隐含能影响之后，中国出口中隐含能的总量虽然在观察期内有波动，但仍然呈现持续上涨的趋势。自1997-2013年期间中国出口隐含能的变化趋势可以分为三个阶段：第一阶段，快速增长阶段。从绝对值数量变化来说，出口隐含能从1997年的43 511.34万t标准煤增长到2007年的106 585.1万t标准煤；从速度来说，从1997年到2007年，环比年均增长都在10%以上。第二阶段，剧烈调整阶段。2008-2009年期间，由于外部经济环境发生了最大变化，特别是国际原油价格首次突破每桶100美元关口和美国次贷危机的爆发与蔓延，使得中国的出口状况受到空前的压力。第三个阶段，稳定发展阶段。从2010年起，中国的出口隐含能水平已经恢复到2006年的水平，并且在随后的几年时间内基本保持不变，持续维持在85 000万t标准煤的水平。

3.2中国进口隐含能总量的分析

在图2中中国的隐含能进口总量是由来自发达国家的隐含能进口和来自发展中国家的隐含能进口两部分组成。对于来自发达国家的进口隐含能来说，其水平虽然有波动但整体呈现上升趋势，并且该数值在1997--2013年期间基本占据中国进口隐含能总量80%左右的比例。结合表1的数据后可以发现；中国与34个发达国家的进口量只占中国全部进口量50%左右的比例，但从这34个发达国家进口隐含能规模的比例却远超这个数值并达到80%的水平，发达国家是中国进口隐含能的主要提供国。这说明中国与发达国家之间紧密的经贸联系依旧是中国对外贸易的主要构成部分。对于来自发展中国家的进口隐含能数据线来说，整体呈现低速增长的趋势。从1997年占据中国进口隐含能总量比例的不足10%已经上升到2013年20%的水平。数据的变化说明中国正在不断扩大与亚非拉广大发展中国家的贸易，但如果也考虑表1的数据后会发现，中国与发展中国家的进口贸易总量虽然占到一半的比例，但从众多发展中国家进口的商品中的隐含能水平并不高。考虑到发展中国家整体的生产力水平、产业结构和能源使用效率，中国从这些国家进口的商品肯定不会是高附加值和高能耗的商品，更多的只会是以农产品、初级工业制成品、纺织品等以劳动密集型为特点的产品。如果进一步剔除中国从发展中国家进口的石油、矿产品等高能商品，中国实际在与发展中国家的贸易来往中是处于能源净输出的不利地位。

3.3中国贸易隐含能净值的分析

从图3中我们可以看出以下特点：第一，中国对外贸易隐含能净值的变化主要依赖于出口隐含能并整体呈现增长的趋势。第二，中国贸易隐含能净值的水平始终保持顺差的局面，这种顺差意味着中国在整个贸易过程中处于隐含能源的“净输出”。从当今世界经济发展的现状来看，发达国家基本上都处于国际分工链条的上游，负责设计、研发、复杂加工、营销等高附加值环节，在出口高附加值商品的同时大量进口生产所需的能源和高能耗中间产品、初级产品，对本国的能源消耗相对较少。而发展中国家的情况正好相反，主要承担了能源、简单高能耗中间产品、初级产品的生产，在大量消耗本国能源的同时又在从发达国家进口各类高附加值产品。因此现阶段发达国家基本上都处于贸易隐含能的逆差或“净输入”的状态而发展中国家则处于贸易隐含能的顺差或“净输出”的情况。由此可以看出，我国当前这种贸易隐含能的状况是不利于长期和可持续发展的，更不用说为了满足出口需要而生产高能耗、高污染的产品对我国能源安全、环境保护、人民身体健康等方面的不利影响。

3.4中国各行业贸易隐含能净值的对比分析

在图4中，中国15个行业根据其在1997-2013年间隐含能净值的变化趋势可以划分为三大类：第一类，隐含能净值逆差行业，即该行业处于贸易隐含能逆差或隐含能“净输入”的局面。按照隐含能逆差大小排列的各行业是：采掘和加工业、其他行业、其他工业。第二类：隐含能净值高顺差行业。这类行业的共同点是不仅处于隐含能贸易的顺差地位，而且该差额的绝对数量水平很高。具体包括以下行业：纺织业、化学工业、通用、专用设备制造业、电气、通信、计算机及其他电子设备制造业。第三类：隐含能净值低顺差行业。这类行业的特点是其隐含能进出口的余额虽然是顺差，但绝对额较小。这类行业具体包括：农业、非金属矿物制品业、食品制造业、木材和造纸业、金属冶炼制品业、交通运输设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、建筑业。

4结论和建议

篇8

1中国经济增长与对外贸易间关系分析

1.1指标选择与数据处理

本文在研究过程中选择中国进口总额、出口总额、国内生产总值（GDP）作为研究对外贸易与经济增长的指标。本文数据选取区间为我国实施改革开放国策后的1980年至2014年的相关数据，数据来源为2014年中国统计年鉴、中经网统计数据库和Wind资讯。主要的操作过程为：借助Eviews软件的统计和计量功能，第一步,对进口总额、出口总额、国内生产总值这三个变量作变化趋势分析；第二步，对进口总额、出口总额、出口额、国内生产总值进行平稳性检验；第三步，对进口总额、出口总额、国内生产总值之间的影响关系进行协整分析与格兰杰因果关系检验。

1.2指标实证分析

1.2.1单位根检验。通过进行ADF检验可以对上述指标的单位根进行检验，不仅可以减少数据的误差，还能规避伪回归的出现，进而可以确保数据的平稳。ADF检验由以下三个模型组成：通过采用上述三个模型进行对采集的数据进行单位根检验，结果显示：本文选取的三个变量在0.95的置信水平下均为非平稳的。在5%的显著性水平下不存在单位根，即为一阶平稳的时间序列数据。1.2.2协整关系检验。通常地，变更间的协整关系可以通过EG检验得到。结合上述数据，采用该检验法，分别对出口总额与国内生产总值、进口总额与国内生产总值间的协整关系进行检验。结果显示：对外贸易出口总额、对外贸易进口总额与国内生产总值之间均长期稳定的协整关系，即进出口额对经济增长具有正向的促进作用。1.2.3Glanger果关系检验。进一步地，通过构建VAR模型、格兰杰因果关系检验、脉冲响应分析、方差分解等步骤，不仅可以更加准确的分析出对外贸易与经济增长的因果性影响，而且能够更加精确的测算出口贸易比进口贸易对国内生产总值的促进作用更显著。

2研究结论

结合统计数据，通过单位根检验、协整分析、格兰杰因果关系检验等实证过程，可以得出如下结论：在较短年份时期内，中国经济增长的格兰杰原因是对外贸易（出口和进口）；在较长的年份期间，出口贸易和进口贸易均与中国经济的增长保护稳定的协整关系。进一步地对协整方程进行分析，结果显示出口贸易和进口贸易均促进了中国经济的迅速增长，但是进口贸易的作用更为显著。这与《世界发展报告》中披露的研究结果是一致的,各个国家或地区的经济增长既依赖于对外贸易,而对外贸易的发达程度又取决于经济增长。二者相互作用，彼此影响。

3新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的若干建议

历经三十多年的改革开放，我国经济发展已到了一定的规模程度，面临的国际国内形势均出现了新的变化，在2013年提出了“新常态”，要求全国上下认真思考“新常态”、尽快适应“新常态”，攻艰克难，努力在新常态的背景下做好各项工作更好的推进经济增长。鉴于此，结合本文的研究结论，就新常态下做好对外贸易工作推进经济发展的提出两点建议:

3.1扩大进口，调配出口，助力供给侧改革

根据本文研究观点，相较于出口，进口在促进经济增长方面更能发挥效用，所以应适度扩大进口。当然，要避免低水平的重复引进，重点是高新技术的进口，适应新常态下从粗放式资源消耗向质量效率、技术密集转型，通过创新驱动经济快速增长。

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一、引言

中国-东盟自由贸易区（CAFTA），于2002年11月签署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面启动，涵盖11个国家、19亿人口，是世界上人口最多的自由贸易区，也是发展中国家间最大的自由贸易区。

关于经济一体化对贸易影响的研究比较成熟的是对欧洲经济一体化的贸易效应研究，大部分研究发现，欧洲经济一体化对于贸易是正的且显著的效应。国内对中国-东盟的贸易效应研究显示，CAFTA对贸易具有扩大效应，但对中国的净的贸易效应为负。陈汉林，涂艳（2007）认为贸易转移效应远大于贸易创造效应，且差额在逐年增加，对中国而言净贸易效应为负；陈雯（2009）和徐婧（2008）认为CAFTA对区域内贸易有正的效应，且对中国从东盟进口的作用较大。

使用引力模型估计是研究贸易协定效应的重要方法。早期的研究多使用横截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板数据进行分析如：郎永峰，尹翔硕（2009），陈雯（2009），Marie，Eric（2011）。但现有文献对CAFTA效应的研究大多忽略了由于遗漏变量导致的内生性问题，且在使用面板数据分析时忽略了数据的平稳性，可能会造成谬误回归。本文进行了面板单位根检验和协整检验，且使用个体固定效应模型估计，减轻由于遗漏变量产生的内生性问题。

二、数据和模型设定

本文使用的引力模型是对Ma'tya's，L.（1997）中引力模型样板的一个改版。Ma'tya's，L.（1997）认为正确的计量经济引力模型的样板如下：

ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）

其中，EXPijt是i国与j国在t期的贸易量；Yit和Yjt分别是i国和j国在t期的实际GDP；ωij是指i国和j国的贸易组特征，如共同边界、共同货币、距离和文化联系等；CAFijt虚拟变量，当i国和j国在t期时是自由贸易区的成员时取1，否则取0；αi是进口国固定效应；γj是出口国固定效应；λt是时间固定效应；μijt是随机误差项。

由于本文是基于中国角度分析CAFTA的影响，因而采用“单国模式”进行研究。“单国模式”与“多国模式”的不同在于需要分别对进口和出口进行回归。

本文使用的回归方程如下：

ln（IMijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（2）

ln（EXijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（3）

方程（2）是进口的回归方程，方程（3）是出口的回归方程。其中，i国表示中国，j国表示其贸易伙伴；DGDPPCijt是j国与中国在t期的实际人均GDP差额，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分别表示中国和j国在t期的实际人均GDP，根据林达的偏好相似理论，实际人均收入的差距与贸易量应当是反向关系；DISTij表示j国与中国的距离，两国距离远近可以衡量贸易成本的大小，因而距离与贸易量是反向关系；CAFijt与LANij为虚拟变量，CAFijt中国与j国在t期都为中国-东盟自由贸易区成员时取1，否则取0；LANij中国与j国使用同一种语言取1，否则取0，使用同一种语言的两国或地区其文化联系较大，因而对贸易的效应是正的。

本文样本是中国与东盟十国以及12个主要的贸易伙伴2000-2012年间的双边贸易流量数据。其中东盟十国是文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南；12个主要的贸易伙伴包括：香港、日本、巴西、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、加拿大、美国和澳大利亚。

数据来源：双边贸易流量数据来源于联合国UNCTAD数据库；以2005年为基期的实际人均GDP来源于ERS International Macroeconomic 数据库；以2005年为基期的实际GDP来源于IMF数据库；RTA数据来源于WTO数据库；距离以及共同语言数据来源于CEPII数据库。

三、实证结果

为避免数据序列因存在单位根过程而造成的谬误回归，本文进行面板单位根检验和面板协整检验，回归结果见表1和表2。结果显示：所有变量在1%显著水平下都是一阶单整的，且在1%显著水平下拒绝没有协整关系的零假设，即存在协整关系。表1IPS单位根检验结果变量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC变量水平截距项3.142.794.614.684.82截距项和趋势项2.430.640.751.530.19一阶差分截距项-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滞后长度根据BIC准则选择；***表示1%水平下显著。

表2面板协整检验结果

Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：协整检验包含截距项和趋势项，滞后长度根据SIC标准选择，最大为2；***表示在1%水平下显著。

本文对方程（2）和（3）的回归采用混合面板回归的方法，回归结果见表三。由于遗漏变量的存在可能导致解释变量与随机误差项相关，进而导致实证结果存在内生性偏误。本文通过固定个体效应控制样本不可观测的遗漏因素减轻内生性问题，即采用个体固定效应模型估计。

由表可以看出：

（1）实际GDP对贸易的效应是正的，且在混合面板回归和个体固定效应回归的结果都是在1%水平下显著，表明贸易量与经济规模正相关；实际人均收入差额对出口的影响在混合面板回归和个体固定效应回归中的结果符号不同且不显著，而对进口的影响在混合面板回归中是负的且显著，但在个体固定效应回归中符号改变且不显著，此结果不支持林达的偏好相似理论；两国的距离可以表示两国间贸易的运输成本，对进口和出口的回归结果显示距离的系数为负且显著，与预期一致；共同语言代表两国或地区间的文化联系，其系数在进口和出口的回归结果中都为正且显著，表明贸易双方间的文化联系对贸易有正的影响，与预期相符。

（2）CAFTA虚拟变量的系数在对进口和出口的混合面板回归中为负且不显著，但在个体固定效应回归中符号发生变化，其中对出口的回归中系数为正且在5%水平下显著，对进口的回归中系数为负且在5%水平下显著。这表明控制遗漏变量造成的内生性的重要作用，即在控制了由于遗漏变量产生的内生性后中CAFTA的签订对中国向东盟国家的出口由不显著的负效应转变为正效应；而对中国从东盟国家的进口的负效应有微弱增加。表3对出口和进口的回归结果

出口方程进口方程解释变量混合面板回归固定效应回归混合面板回归固定效应回归ln（Y1）1.70***（-15）1.39***（-8.6）1.52***（-11）1.63***（-7.9）ln（Y2）0.96***（-38）1.29***（-4）1.02***（-33）1.19***（-2.9）DGDPPC-0.02（-0.5）0.2（-1.6）-0.25***（-4.7） 0.12（-0.8）CAFTA-0.036（-0.70）0.067**（-2.02）-0.089（-1.93） -0.091**（-2.17）LAN0.70***（-14）1.08***（-18）ln（DIST）-0.89***（-11） -0.97***（-10） 注：括号里面为t值，***表示1%水平下显著，**表示5%显著水平下显著。

四、结论

本文利用引力模型的拓展版本对CAFTA的贸易效应进行实证分析，结果显示：贸易双方的经济规模、文化联系对贸易有正的影响，而距离对贸易的影响是负的，这与经典的引力模型分析结果是一致的。

CAFTA对中国与东盟国家之间贸易的影响在没有控制遗漏变量产生的内生性时为负且不显著，这与现有文献（陈雯 2009，徐婧 2008）的结论不一致。在控制内生性的个体固定效应回归中CAFTA对中国向东盟的出口具有促进作用，而对中国从东盟的进口是负效应，对中国而言净的贸易效应是正的，这与大部分现有文献的结论一致，说明建立中国-东盟自由贸易区能够促进我国对东盟的出口。

参考文献：

[1]Marie M. Stack and Eric J. Pentecost. 2011.Regional integration and trade： A panel cointegration approach to estimating the gravity model [J].The Journal of International Trade & Economic Development ， Vol. 20， No. 1：53-65

[2]Ma'tya's，L. 1997. Proper econometric specification of the gravity model[J].The World Economy 20： 363-368

[3]陈雯.中国-东盟自由贸易区的贸易效应研究──基于引力模型“单国模式”的实证分析[J].国际贸易问题，2009（1）：61-66

[4]陈汉，林涂艳.中国一东盟自由贸易区下中国的静态贸易效应——基于引力模型的实证分析[J].国际贸易问题，2007（5）：47-52

[5]郎永峰，尹翔硕.中国-东盟FTA贸易效应实证研究[J].世界经济研究，2009（9）：76-82

篇10

中图分类号：F74 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2017）02-113 -02

一、引言

菲律宾是中国香蕉进口大国，我国2008年从菲律宾进口的香蕉总量占我国进口香蕉的92.3%。中菲两国的国际往来非常微妙，在2012年爆发了所谓的“香蕉之战”。所以，中国对菲律宾香蕉进口的政策对菲律宾香蕉出口的影响受到了广泛关注。

从以往的中菲香蕉贸易研究中，中方统计的数据和菲方统计的数据存在很大的差异。而这种巨大的数据差异导致的结果就是，中国的贸易政策和SPS政策，对菲律宾的香蕉贸易带来的影响是不同的。郑国富、杨从平（2014）研究了中国质检局加强对菲律宾香蕉检疫的强度，对菲律宾出口中国的香蕉影响，中方数据分析结果显示，加强检疫能够有效地阻止菲律宾香蕉出口中国，而菲方数据分析发现这种影响微乎其微。相关的中菲香蕉贸易文献都止步于不同数据和不同的结果，但并没有人进一步探索不同数据背后的原因，以及哪个数据更能反映真实的情况。

二、中菲香蕉贸易数据分析

（一）中菲香蕉贸易数据概述

香蕉贸易有两种统计方式，贸易总量（kg）和价值总量（$）。由于价值量受到汇率波动、关税壁垒和非关税壁垒的影响，进口方和出口方统计的数据差值较大。因此，本文对香蕉贸易的总量进行对比。即便如此，中菲双方统计的贸易量仍有很大差异。表1是近16年来，中菲双方汇报的香蕉贸易数据。其中，中菲数据差值是中方数据减菲方数据所得。

从表中可看出，中方汇报的数据一直大于菲方数据1万吨以上，这个差值于2006年达到一个小高峰17万吨。但是在2013和2014年，差值大幅逆转，菲方数据比中方数据多1万吨～2万吨。更为戏剧性的转变是2015年，中方数据再次高过菲方数据，并达到近16年来最大差值35.7万吨。这样的数据差异可能有两种主要原因，一种是中菲统计香蕉的方法不一样，中方统计的香蕉贸易值可能包含了香蕉加工品和香蕉种植物，而菲方可能只汇报了新鲜香蕉的贸易。另一种可能是中国或者菲律宾或者两国都出于其他复杂的原因虚报了香蕉贸易量。

（二） 菲律宾香蕉出口状况

菲律宾2006至2015年连续排名香蕉出口大国前十位的国家有日本、中国、韩国、伊朗、新加坡及阿联酋。图1显示了菲律宾及这六国统计的香蕉贸易差异情况，香蕉统计单位为KG，差值等于相应出口国统计的数值减菲律宾统计数值。

从图1可知，除了新西兰，菲律宾与其他香蕉贸易大国的统计数据都存在较为明显的偏差。其中，中国与菲律宾的贸易统计差距最大。需要说明的是，2014年日本统计进口菲律宾香蕉数据与菲律宾统计出口日本香蕉差值为负的44.7亿kg，为了更清晰的对比六国统计状况，图中没有显示这年日本与菲律宾的数据差异。总体来看，菲律宾统计数据低于中、韩统计的数据，但是高于阿联酋和新加坡统计的贸易量。

香蕉贸易包含新鲜香蕉、香蕉种子、加工过的香蕉和香蕉植物。为了检验数据差异是否与统计范畴有关，接下来对比每个国家在UN comtrade 提交的香蕉统计的范围。

相比之下，1的统计是最\统的，菲律宾一直采用这一统计方式，统计量比其他国家少似乎是正常的。但是对比发现，中日韩新加坡及新西兰的统计方式相同，而菲律宾统计的数据仅与新西兰数据一致。说明统计范围不同，并不是数据差异的主要原因。

（三）中国的香蕉进口状况

2006至2015年，中国总共从21个国家和地区进口了香蕉，其中有5个国家连续十年有香蕉贸易，按贸易量大小排列分别是菲律宾、泰国、厄瓜多尔、其他亚洲地区及越南。

中国与厄瓜多尔、泰国及亚洲其他地区统计的香蕉贸易数据几乎一致，与越南统计的数据存在小范围偏差。菲律宾是中国最大的香蕉进口国，但其统计的数据与中国统计的数据也是差异最大的，差值远远超过厄、泰及其他亚洲地区。

（四）数据可靠性初步判断

整理中国与菲律宾的香蕉统计数据，发现两国提供的数据差异较大。为了进一步探究哪国提供的数据更为可靠，本文依次比较了菲律宾及其香蕉出口大国统计的贸易量，以及中国及其香蕉进口大国统计的贸易量。

在菲律宾香蕉出口的数据中，菲律宾除了与日本统计的数据一致外，同其他国家统计的香蕉量均存在不同程度的差异。香蕉贸易包含香蕉相关的产品、种子和植物。为了排除这种差异来自统计范围的不同，本文接着对比了中日韩、新西兰、阿联酋及菲律宾统计的香蕉贸易范围。相比其他国家，菲律宾统计的香蕉范畴是最小的，而中日韩新西兰都统计了相同的香蕉范畴，菲律宾却仅仅与日本统计数据一致。这说明，统计范畴不是菲律宾统计数据差异的主要原因。

在中国香蕉进口数据的对比中，中国统计的数据与厄尔瓜多、泰国及亚洲其他地区提供的数据基本一致，与越南统计的数据存在小范围偏差。因此得出结论，相比之下，中国的香蕉统计数据更可靠。

三、中国政策与菲律宾香蕉贸易的实证分析

（一）模型建立及数据来源

经过简单的数据对比，本文采用相对可靠的中方统计数据检验中国SPS对菲律宾香蕉贸易的影响。贸易模型通常采取引力模型，但是本文只衡量中国和菲律宾的双边贸易，因此去掉引力模型中地理因素、语言因素、殖民关系等衡量多国贸易的影响因素，最终模型为：

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

其中，Y是中国进口菲律宾的香蕉量，数据来源于UN comtrade，GDP的下标CHN和PHL是中国和菲律宾的ISO缩写，数据来源于世界银行数据库，SPS主要是针对农产品的技术贸易壁垒，是虚拟变量，数据来源于中国WTO/TBT-SPS通报咨询网。

（二）实证分析

我国分别于2002、2004、2012实施了香蕉检验、水果检疫、食品农残相关SPS措施。通过stata回归结果可知，菲律宾的GDP对菲律宾出口中国的香蕉总量影响显著性也较小。同时，SPS对香蕉贸易影响的t值为-0.80，不显著，表明我国的SPS相关措施对菲香蕉出口影响相关性不大。

四、总结

本文通过数据比较法，认为中方提供的数据相对可靠，使用中方数据检验我国与蕉相关的SPS对菲香蕉进口的影响，结果发现这种影响相关性不大。通过加强检疫等措施确实能够在短期内影响菲律宾香蕉的进口量，但这种影响通常难以持续。菲律宾是我国最重要香蕉进口国之一，大量减少进口菲律宾香蕉的数量也会降低中国国民的福利。因此，依赖民族情绪的“香蕉战”是难以持续的，有效的贸易政策还需考虑长期影响。

参考文献：

[1]王少普.坚持从战略全局观察与处理中日关系[J].社会科学，2006，（03）.

[2]徐迟默.世界香蕉贸易分析[J].世界热带农业信息， 2006，（02）：13-14.

[3]邵瑞清.中国香蕉贸易发展研究[J].海南大学， 2011.

[4]郑国富，杨从平.中菲香蕉贸易关系论析[J].对外经贸，2014，（01）.

[5]郑国富.中国与菲律宾双边贸易发展的实证研究（1975-2013）[J].广西财经学院学报，2015，4（28）：2.

篇11

    (一)国家层面上的研究

    总体而言,在国家层面上的经验研究都支持我国工业部门对外贸易能够拉动就业增长,出口和进口对就业增长的拉动在不同时期具有不同的效应。杨玉华利用中国1978年~2004年的工业部门数据,借鉴并使用附加了贸易变量的C-D生产函数进行计量检验,得出结论认为,1978年~2004年间,出口对就业的拉动作用呈现逐渐增强的态势;同时,进口对就业的冲击也呈现逐渐增强的态势。[1]而若从贸易总量上看,根据蒋荷新的研究,国际贸易对就业的拉动作用呈递减趋势。出口拉动就业、进口冲击就业的效应不仅可以在工业部门总体上得到验证,在分部门的检验中也同样成立。[2]盛斌、牛蕊检验了1997年~2006年中国工业部门贸易流量对就业的影响,认为对不同技术水平的工业部门而言,出口总是拉动就业,进口总是对就业造成冲击。[3]明娟等人通过系统GMM方法对2001年~2008年的制造业数据进行检验,结论是制造业出口每增加1%,将引起制造业吸纳就业增加0.1%。尽管如此,不同技术水平工业部门的国际贸易对就业影响的差别仍然值得重视。[4]叶霖莉使用广义矩估计法对2001年~2008年的动态面板数据进行了检验,结果显示技术程度越高的工业部门,出口贸易对就业的拉动作用越大,而进口贸易对就业的冲击越小。[5]在总量的研究中有两个方向性的问题值得探讨:第一,贸易对就业的拉动作用是否存在阶段性差异;第二,进口贸易对就业是否只存在冲击效应。对于第一个问题,研究者多是以中国加入世界贸易组织为阶段划分依据,并且在实证检验中得到一定证据,如蒋荷新、[2]温怀德和谭晶荣[6]的研究。对于第二个问题,王燕飞、蒲勇健认为,在考虑经济增长和资本积累的情况下,工业品进口对第二产业就业造成冲击,但对总体就业表现为拉动效应。[7]喻美辞做了更为深入的研究,认为中国从发达国家的进口存在一定的R&D溢出效应,这种效应增加了整个制造业部门的就业,但是受到本土企业技术吸收能力和投资回报周期的影响,进口对就业拉动效应的显现存在一定的时滞。[8]

    (二)区域或省级层面上的研究

    研究国际贸易对就业的影响在空间上的差别,目的是能够有助于国内产业转移背景下区域贸易政策的制定。李永杰、张华初对1979年~2006年广东省的数据进行了检验,得出结论认为,广东省出口每增加1%,其城镇就业就将增加0.76%,而进口每增加1%,其城镇就业将减少0.77%。[9]尽管这一结论和其他学者关于全国或者其他地区的研究存在数量上的差别,但结论在定性上并没有显着不同,类似的结论可见于李永杰、刘欣[10]和黄菊英、蒙西燕[11]的研究。张亚斌、王颖把湖南省进口贸易对就业造成冲击的原因归结为该省以劳动密集型为主的产业结构。[12]温怀德、谭晶荣认为,东部地区出口对就业拉动作用在减小,而加入WTO后中西部地区的出口对就业存在显着的促进作用,因此主张出台鼓励相关外贸企业向中西部转移的政策。[6]

    二、服务业部门国际贸易对就业的影响

    按照发达国家的经验,尤其是美国、英国、德国所显示出来的经验,在工业化完成以后,服务经济在国民经济中的重要性会显着上升,服务业的产出值占GDP的比重以及服务业吸纳就业量占全部就业量的比重都将出现大幅度提高,同时服务贸易额的增速及其在对外贸易额中的比重也将凸显。这样,在中国逐步向工业化后期过渡的进程中,研究服务贸易及其对就业的影响就显得十分必要和紧迫。我国目前有关服务贸易对就业影响的实证研究结论存在较大差异。周申、廖伟兵以中国加入世贸组织的时间为界,对中国1997年~2000年和2001年~2004年两个阶段的数据进行检验,认为服务贸易总体上对就业有拉动效应,服务进口偏向资本密集型部门,对就业产生了冲击效应。[13]赵成柏对1982年~2006年的数据进行了检验,认为服务贸易与就业之间存在长期的均衡关系,服务出口每增加1%,就业量将增加0.338%;但与工业对外贸易不同,服务的进口也对就业有拉动效应,但比工业进口的就业拉动效应要弱得多,其原因被推定为中国服务贸易主要集中于传统服务部门。[14]范爱军、李菲菲对1982年~2010年的数据进行了协整分析,认为服务贸易进口每增加1%,就业量将增加0.069%,这高于服务出口的拉动效应(0.039%)。[15]这些研究结论存在差异可能是数据选择及统计口径的不同。同时也要认识到,中国2001年12月加入世界贸易组织,履行开放服务贸易领域的承诺需要一段时间的政策调整,相关的效应显现可能也存在一定的滞后期,因而分析短期数据未必能够甄别经济运动的真实逻辑。就中国“入世”在服务贸易领域的具体承诺来看,现代服务业部门是开放的主要领域,而在中国现有的劳动就业结构下,有限度地开放这些领域对总体就业所造成的冲击应该是比较小的,而进口高端服务所产生的外部效应完全有可能拉动就业以更大的幅度增长。

    三、国际贸易结构对就业结构的影响

    国际贸易结构对就业的影响可以从两个层次上来考察:其一,工业或服务业内部不同行业对外贸易量的变化(即工业或服务业内部对外贸易结构的变化)对就业产生的影响;其二,三次产业综合对外贸易结构的变化对就业的影响。周申、杨春梅对1992年~2003年的数据进行了检验,结果显示,在考察期内,资本密集品出口对就业的拉动效果显着低于劳动密集品出口对就业的拉动,这样在资本密集品出口所占比重增加的情况下,出口贸易的整体就业拉动能力会下降;综合来看,在考察期内,纯贸易结构引起的就业下降超过3000万人。因此,研究者主张注重发展劳动投入系数较大的行业。[16]范爱军、刘伟华检验了出口贸易对劳动力跨产业流动的作用,认为从长期看,出口贸易对第一产业就业有冲击效应,从而出口贸易实际上推动了第一产业劳动力的流出,但流入第三产业的劳动力主要来自于第二产业,这样第二产业实际上形成了对第一产业就业的负扰动。[17]王燕飞、蒲勇健认为,1980年~2006年间,农产品贸易对第一产业的就业影响不显着,但促进了第二、第三产业的就业;更进一步,对外贸易产品结构的升级总体上有利于促进农村劳动力向城市第二产业尤其是第三产业的转移。[7]阚大学对1985年~2006年的数据进行了测算,结果显示,2003年以后,第一产业对就业产生冲击效应,第二产业贸易的劳动就业效应在减弱,第三产业的平均贸易就业弹性高于第一产业,所以第三产业国际贸易对拉动就业仍有重要意义。在此基础上,研究者主张应积极发展第三产业贸易。[18]国内关于贸易结构对就业结构影响的研究,在理论上其实并未超出配第-克拉克定理所包含的范畴。在开放条件下,产业结构的变动势必影响到贸易结构的变动,这样内涵于产业结构变动的就业结构变动必然与贸易结构变动相关联。从国内现有文献来看,研究结果基本上支持了以下观点,即贸易结构的优化实际上推动了劳动力从第一产业向第二、第三产业转移,因而综合性的政策主张是积极发展低技术、劳动投入系数较高的产业贸易,从而实现增加就业的目标。需要指出的是,中国的劳动力流动受劳动者收入、地域、政策等诸多方面的限制,在这种现实条件下,部分研究中利用贸易结构偏离度指标来分析就业结构与贸易结构之间的关系,这一方法是必须谨慎对待的。

    四、贸易模式对就业的影响

    加工贸易因其规模巨大、涉及就业人数众多而在中国对外贸易中占有举足轻重的地位。随着中国经济实力和民族工业技术能力的不断提升,加工贸易因其“两头在外”、利润摊薄而面临转型升级的压力。但不可回避的是,加工贸易对积累贸易盈余和解决低技术劳动就业有着突出的作用,尤其是其就业吸纳效应对解决中国当前所面临的就业问题更具现实意义。在国内已有的文献中,研究贸易模式对就业影响的文章较少,并且几乎都是以加工贸易为研究对象。王怀民认为中国劳动力成本和商务成本的提高使得东南沿海地区的加工贸易逐渐失去比较优势,在外部需求因西方经济危机等影响而减少的背景下,加工贸易的发展愈加艰难,所以主张适时地促进加工贸易企业及其配套产业向中西部地区转移,以进一步降低其成本。[19]乔晶、刘星对2000年~2008年的省际面板数据进行分析后认为,加工贸易出口利用外部需求扩大市场带动就业,并且拉动了关联产业的就业,但随着中国加工贸易企业的技术升级与转型升级,加工贸易出口对就业的拉动作用在减弱;加工贸易进口主要是指企业从发达国家进口先进的机械设备,这会引致劳动节约型技术进步,从而对就业造成冲击,随着我国技术消化能力的增强,这种负面影响在弱化。[20]童永霞对中国东、中、西部15个省市近年的加工贸易与就业数据进行了分析,结果显示,西部的加工贸易就业效应最突出,贸易就业弹性为0.985,高于中部(0.92)和东部(0.96),其原因被推定为西部地区的加工贸易更加偏向于劳动密集型行业,因而就业拉动效应显着。[21]

    五、贸易开放度对就业的影响

篇12

1 区域经济增长与对外贸易的相关理论

区域经济，指在生产要素、商品劳务不能完全流动，经济活动不完全可分，创新能力具有部分排他性和竞争性的前提下，特定区域的经济活动和经济关系的总和。区域经济发展就是经济进步，区域经济增长是区域经济发展的一个方面。

对外贸易是指某个国家或地区与其他国家或地区之间所进行的商品或服务的交换活动，其本质是商品和服务在世界范围的跨境转移和重新配置。

对外贸易与区域经济增长的关系一直是理论界争论的焦点之一。按照的观点，对外贸易与区域经济增长的关系，归根到底是交换与生产的关系。较系统地论述贸易发展利益的古典经济学家，是英国的约翰・穆勒，他第一次明确区分了贸易利益和发展利益。之后的亚当・斯密、李嘉图、俄林等也对这一观点进行了发展。其中较为著名的是d・h・罗伯特逊在20世纪30年代首次提出来的对外贸易是“区域经济增长的发动机”命题。而到了70年代，克拉维斯提出了对外贸易不是增长的“发动机”，而只是增长的“侍女”（handmaiden）的见解。国内学者对此问题的研究较晚， 大多集中在对我国区域经济增长与贸易的时间序列数据的检验上。

我国各省市之间的经济发展水平差异很大，对外贸易对一个地区有推动作用不代表对所有地区都有推动作用。因此， 本文采集了相关的统计数据， 对河北省对外贸易与区域经济增长的相关性进行了分析，力求突破以往研究的局限性。

2 对外贸易与区域经济增长的相关分析

2.1 衡量指标及数据的选取

对外贸易量指标为进出口总额、出口总额、进口总额；衡量区域经济增长的指标有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文选用GDP来衡量，这也是我国常采用的一种衡量指标。本文选取1989～2008年进出口总额、出口总额、进口总额与GDP，数据来源于2009年经济年鉴，其中的进出口额是采用2008年底人民币对美元汇率（6.8252）进行处理后得到的，金额单位为亿元（人民币），其具体数值见表1。

2.2 数据的处理过程

本文利用一元线性回归分析进行数据处理，所谓回归分析法，是在掌握大量观察数据的基础上，利用数理统计方法建立因变量与自变量之间的回归关系函数表达式（称回归方程式）。如果在回归分析中，只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示，这种回归分析称为一元线性回归分析，其数学公式为yi=a+bxi+εi。本文是利用excel进行的数据处理，其基本步骤为：

1）利用数据建立散点图，选中数据，再依次选择“插入”-“图表”，选择X，Y散列点图。

2）添加趋势线，单击新生成的X，Y散列点图，在依次选择工具栏按钮“添加趋势线”-“类型”中选“线性”，“选项”选择“显示公式”和“显示R平方值”。

3）检验，给定显著性水平为0.001，按n-2查相关系数临界值表，查出相应的临界值 ，将相关系数R2与其进行比较，当R2>= 时，其相关性水平显著，说明该模型通过检验。

2.2.1 进口总额与GDP 的回归分析

设进口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果见下图：

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相关性水平显著，即进出口总额对GDP的影响是显著的。

以上模型从经济意义上解释，当进出口额每增加1个单位会给GDP总量带来6.5465个单位的增加量。因此，今后应重视发展对外贸易充分发挥对外贸易对区域经济增长的作用，增强国民区域经济增长能力。

2.2.2 出口总额与GDP 的回归分析

设出口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果如下

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相关性水平显著，即出口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP总量带来10.405个单位的增加量。

2.2.3 进口总额与GDP 的回归分析

设进口总额为因变量，GDP为自变量，分析结果如下。

其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相关性水平显著，即进口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP 总量带来17.454个单位的增加量。

3 结论与思考

3.1 结论

本文对对外贸易整体与区域经济增长的关系、区域经济增长与进、出口之间的相关性进行了回归分析，得出进出口总额、出口总额、进口总额对区域经济增长有较大的影响，出口和进口共同对区域经济增长起促进作用。在早期经济发展水平较低时，出口对区域经济增长有较大的促进作用，但到了经济发展水平较高时，我们更应该注重进口贸易对区域经济增长的影响。

一国的区域经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车， 在其他条件不变时， 出口的扩大意味着有效需求的扩大， 从而促进了区域经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用， 河北的进口品中有大量的省内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料， 这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高， 在生产中发挥了重要作用， 有些进口品是直接为出口服务的，而且我们可以看出就现阶段而言，进口而对区域经济增长的影响是最大的。

应制定进口战略，把进口与产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地促进那些经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术进口，加快进口向现实生产力的转化。总之，在知识经济时代，面对对外贸易的新趋势，对外贸易要求的发展应实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新，直到对外贸易法制制度、贸易构成和贸易工具的全面创新。

3.2 思考

虽然我们可以得出，进口对河北省的区域经济增长有较大的影响，但是当增加1个单位的进口量和增加1个单位的出口量时，那么对外贸易总额就增加了2个单位，可是区域经济增长量此时却存在矛盾，这是我们需要思考的问题。

虽然不能解释上述原因，但我们至少可以明白：（1）这不是一个简单的加量运算；（2）在影响河北省区域经济增长的三个量中，影响最大的是进口；（3）虽然进口对河北省的区域经济增长影响最大，但我们不能盲目的去提高进口水平，而需要综合考虑各种因素，制定出一个合理的增加进口的方法策略。

参考文献：

[1] 于俊年.计量经济（第二版）[M].对外贸易经济大学出版社，2007.

[2] 刘荣增等.区域经济系统论纲[M].科学出版社，2011.

篇13

二、入世以后中国农产品贸易变化情况

入世以后，中国农产品进口值、占世界农产品进口的比重以及在世界的排名都呈上升趋势。到2006 年，我国农产品进口在世界的排位从之前的第五名升为第六名。2010 年，中国农产品进口 719. 2 亿美元 ( 见表1) 。农产品进口的较快增长导致了中国农产品国际贸易的逆差。有关数据显示，2004 年以来，中国农产品国际贸易已经连续7 年 逆 差。 根 据 联 合 国 统 计 署COMTRADE 数据库显示，2010 年中国农产品贸易逆差达到 230. 6亿美元，比 2009 年 增 长 77. 4%( 见图 1) 。其中，大豆、食用植物油和棉花的大量进口导致的逆差额占全部农产品逆差额的 180. 6%。表 2 是我国五种进口量最大的农产品进口情况，可以看出这些农产品的进口量已经基本居世界第一位。近些年来，农产品进口的快速增加与入世开放进口有着密切的联系。根据入世承诺，加入 WTO 后，我国必须采取措施，降低或取消有关农产品进口配额、许可证、国营贸易等关税和非关税措施。其中，小麦、大米、玉米等多种产品的关税配额、约束关税等入世承诺的实施期均是 2004 年，中国农产品平均关税总水平也在这一年降到了一个较低的水平 ( 见图 4 和表 3) 。然而，入世之后，中国的农产品生产是否由于进口的增加而受到冲击呢? 图 2 是入世后我国农产品生产的增长情况。可以看出，入世并未使中国的粮食生产出现下降，反而出现加快增长的势头。图 3 是中国农产品进口和出口的变化。出口在入世之后也出现了加快增长的势头，只是进口的势头更猛。根据以上数据，可以说，入世开放农产品可以算是一个双赢的局面，国外对中国出口增加，中国的出口和国内生产并没有下降。总体来说，目前中国农产品进口数量巨大的是粮油棉糖等产品，大豆、大豆油以及皮棉进口量已经连续多年稳居世界第一 ( 见表 2) ，这些产品同时也是需水量较大的产品。如果进口农产品可以给我国节约出大量的土地和水，这也不失为一个重要的好处。因此，选取这些产品分析农产品进口对中国水地资源的影响成功至关重要。实际上，节约资源才是贸易的真正目的。以下试图计算入世后我国农业进口所节约的土地和水的数量。

三、虚拟水和地的计算方法与数据选取

以下通过计算虚拟水含量的方法分析农产品进口中国水资源利用的影响。虚拟水的概念由英国学者 Allan 于 1993 年首次提出，几经完善，目前较为精确的定义是生产某种商品或服务所需要的水资源量。荷兰学者 Hoekstra 等人则为虚拟水定量分析提供了一套较为全面的方法体系，主要是利用联合国粮农组织推荐的彭曼公式，结合商品或服务的生产地、生产时期等生产条件，计算出生产单位数量的该种商品或服务所需要的水资源量。由于工业品和服务的虚拟水含量计算非常复杂且部分工业品和服务的生产耗水很少，因此目前虚拟水的定量测算还大多集中在农产品领域。一国或地区通过某种产品的国际贸易所节约的水资源量计算公式如下:ΔSn［ni，p］= V［ni，p］× I［ni，p］－ V［ni，p］× E［ni，p］ ( 1)V 是国家 ni生产产品 p 所需的水资源量，即产品 p 的虚拟水含量( 立方米/吨) ，I 是产品 p 的年进口量 ( 吨/年) ，E 是产品 p 的年出口量 ( 吨/年) ，ΔSn就是国家 ni通过产品 p 的国际贸易节约的水资源量。

为计算农产品进口对中国水资源利用的影响，我们只需要获取中国每种农产品的进出口量数据以及该种农产品的虚拟水含量数据，计算出每一种农产品进口为中国节约的水资源( 可能为负值) ，并进行加总，即可得到中国通过农产品进口而节约的水资源 ( 可能为负值)。虚拟水的概念提出后，有学者联想到农产品的生产不仅需要大量的水，也需要大量的耕地，为此 提 出 了 “虚 拟 土 地” 的 概念，即一国以农产品贸易为载体而进口的耕地数量。相对于虚拟水，虚拟土地的测量较为简单，因为它实际上就是单位面积产量的问题。类似地，一国或地区通过某种产品的国际贸易所节约的耕地资源的计算公式可以表示如下：V 是国家 ni生产产品 p 的单位面积产量 ( 千克/公顷) ，I 是产品p 的年进口量 ( 吨 / 年) ，E 是产品p 的年出口量 ( 吨 / 年) ，ΔSn就是国家 ni通过产品 p 的国际贸易节约的耕地数量。

为计算农产品进口对中国耕地资源利用的影响，需要获得中国每种农产品的进出口量数据以及该种农产品的单位面积数据，计算出每一种农产品进口为中国节约的耕地( 可能为负值) ，并进行加总，即可得到中国通过农产品进口而节约的耕地资源 ( 可能为负值) 。由于难以获得所有农产品贸易数据，因 此，以 下 分 析 选 取 了2002—2009 年中国农产品进口量排名基本在前 20 位的 20 种农产品，以 2009 年中国农产品进口量前 20 名产品为基准，将 2002—2009 年各年排名位于前 20 位而2009 年未在前 20 位的产品加入进去，最终得到 29 种产品，又在这29 种产品中删去了出现在前 20 名的频次较低以及数据获取较困难的9 种产品，最终选取了 20 种产品进行分析。20 种产品全部纳入了水资源节约分析，但耕地节约的分析只选取了其中的 11 种种植农产品，未纳入食用油、肉类、皮革等农产品。产品进出口量数据来自联合国粮农组织的统计数据，虚拟水含量数据来自 Mekonnen 和 Hoek-stra 于 2011 年 5 月的研究成果 “NATIONAL WATER FOOT-PRINT ACCOUNTS”，单位面积产量数据来自 2003—2009 年的 《中国统计年鉴 2010》、 《中国粮食年鉴 2010》。计算耕地节约量时，单位面积产量数据采用的是 2002—2009 年各产品单位面积产量的平均值。

四、中国农产品国际贸易的

水地资源节约效果

( 一) 农产品净进口节省了 30个三峡水库的水

表 4 是我国入世后 8 年水资源的节约量。2002—2009 年，中国因农产品国际贸易而产生的虚拟水净进口量为正值且呈逐年增长的趋势，20 种农产品净进口 8 年来共为中国节约水资源 11479. 1 亿立方米，年均节水 1434. 9 亿立方米。2009 年，中国供水总量为 5965. 2亿立方米，农业用水 3723. 1 亿立方米，8 年节约的水资源量相当于2009 年中国供水总量的 192. 4% ，年均节水量相当于 2009 年中国农业用水总量的 38. 4%。如果作一更加形象的比较，我国最大的三峡水库的最大容积是 393 亿立方米，入世 8 年农产品净进口累计节约的水等于 30 个三峡水库的水! 2009年一年农产品净进口节约的水接近于 6 个三峡水库的水。大豆的虚拟水净进口量是中国农产品虚拟水净进口总量的重要组成部分，8 年中每年都占到虚拟水净进口总量的近 1/2 甚至 1/2 以上，累计节约了 15 个三峡水库的水。2009 年，大豆进口节约水达到 2. 8 个三峡水库的水。棕榈油、皮棉的大量进口也为中国节约了大量的水资源。所选取的 20 种农产品中，只有玉米、大米和烟叶的虚拟水净进口量为负值，也就是说，中国玉米、大米和烟叶的国际贸易实际上形成了虚拟水的净出口。

( 二) 农产品净进口节约的土地是可耕地面积的 1. 5 倍