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[2]范振洪，顾春太.后危机时期提升山东对外经济竞争力的战略思考[J].综合竞争力，2011，02：55-61.
[3]毛清华.山东对外经济发展分析与研究[J].山东经济战略研究，2012，08：18-21.
[4]安佳，陈东景.山东省对外经济合作决定因素的实证分析[J].全国商情（经济理论研究），2009，20：108-109，113.
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.
[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.
中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）10-0137-02
0 前言
对外贸易在经济增长中具有重要作用。长期以来，很多人一直强调出口对一国经济的重大影响，而关于对外贸易与经济增长关系的研究文献往往只关注和分析贸易开放度、出口与经济增长的关系，很少注意进口与经济增长的关系。直到最近几年，人们开始意识到进口也可能对经济增长产生积极的促进作用，相关的经验研究文献也因此陆续出现。日本经济学家小岛清认为贸易对经济增长的作用是以贸易利益的形式来把握的，根据古典学派李嘉图的比较成本理论，贸易利益主要是指进口利益，出口是获得进口的手段。罗默（Romer,1993）利用76个发展中国家1960年的截面数据分析了机器和设备进口对生产的影响。科等人（Coe et al.,1997）考察了通过机器设备进口而流向欠发达国家的技术溢出效应。刘遵义（Lawrence,1999）在对20世纪80年代美国100多个制造业中国际竞争对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。一些文献还探讨了普通进口和技术扩散之间的可能联系（Coe and Helpman,1995；Keller,2001）。康诺利（Connolly,2003）用75个国家1965~1990年的专利数据代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国（发展中国家）模仿与创新的溢出效应。针对我国进口与经济增长的互动作用，我国有不少经济学者就这一问题进行了定性或定量分析。普遍认为进口对经济增长有推动作用（刘晓鹏，2001；张亚斌，2002；熊启泉、杨十二，2005；廖进中、邓海滨，2006；张亮，2006）。熊启泉和杨十二（2005）的“重新审视进口再经济增长中的作用”一文虽然应用了计量分析中比较前沿的研究方法，将定性分析和定量分析相结合，研究了进口贸易对GDP增长的动态影响及对经济增长的传导机制。杨全发等（1998）运用巴拉萨和费德等人建立的模型，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出出口的增长并不像想象的那样对经济增长起到促进作用。陈家勤从进口依存度和进口GDP增长弹性分析，得出我国进口的增长在GDP的增长中发挥了较大的作用。王建峰等依据已有的有关研究结果、数据、现实和历史经验提出对我国现行出口政策重新进行定位和调整，重新审视出口导向政策等等。因此，笔者认为，有必要再次对进口与经济增长之间的关系进行讨论。
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（Augment Dickey-Fuller）检验。对LnGDP、LnM的ADF检验如表1所示。
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。
2.3 Granger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：
LnGDP=1.123314LnM+2.820617
(6.467043) (2.259921)
R2=0.687616RD-W=1.361336
其中括号内给出的数字是t值。根据t值、R2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。
参考文献
［1］（日）小岛清.对外贸易论［M］.天津：南开大学出版社，1987.
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关键词 实际汇率 贸易 进口
一、我国贸易进出口概况
随着中国产品的大量出口,贸易进出口盈余持续扩大,外汇储备快速增长,人民币汇率问题已经成为世界范围内关注的话题。尽管多数研究发现人民币实际汇率升值将显著减少中国的对外出口,但是关于人民币实际汇率变化对中国进口额的影响方面仍存在着分歧。本文发现中国的进口额伴随着人民币实际汇率升值而减少,并且进口与出口之间存在着相互推动的关系,这是由于中国特有的贸易结构与区域间经济合作关系形成的。在中国的贸易结构中,分为一般贸易和加工贸易,一般贸易和加工贸易对汇率变动有不同的表现。加工贸易的比重一直超过50%,而加工贸易进口额对实际有效汇率变动并不敏感。本文将从以上两个角度,分别分析人民币汇率变动对加工贸易进口以及一般贸易进口额的影响。
二、计量模型与数据处理
模型采用了对数形式,利用对数形式并且加入时间趋势项对非平稳的时间序列进行平稳化处理。由于本篇文章中主要讨论的是人民币实际有效汇率变动对进口额的影响,在保证了原模型主体的基础上对模型进行了调整,去掉了原模型中的某些控制变量。
Ln mt=α0+αtlnreert+δ2yt+t+Σt
mt表示中国的进口额,reert表示人民币的实际有效汇率,yt表示中国国内的市场需求,t表示时间趋势项。选取的数据是由1995年1月至2006年12月的数据。鉴于WTO对中国贸易进口和出口的影响,将数据分为两个时间段,第一个时间段为1995年1月―2001年12月,第二个时间段为2002年1月―2006年12月。
在数据处理方面,采用经过CPI平减与季度调整的中国的进口贸易总额、一般贸易进口额、加工贸易进口额月度数据。采用国际清算银行的实际汇率指数,核算中国月度的实际汇率。采用经过CPI平减与季度调整的中国工业增加值的月度数据。
三、模型计算结果
对1995年1月―2006年12月整个样本区间进行回归分析,估算时间段中,人民币实际汇率对中国进口总额以及一般贸易进口额的影响见表1,整体的样本区间的回归可能存在结构变动的因素,估算自1995年1月―2006年12月间,人民币实际有效汇率升值将减少中国的进口总额与一般贸易进口额,而一般贸易进口对汇率变动更为敏感。
选取样本区间为1995年1月―2006年12月,分别对进口总额、一般贸易进口额进行分析,结果见表2。在样本范围内,估算实际有效汇率每升值1%,进口总额将减少0.941%,一般贸易进口额将减少2.952%。国内市场需求每增长1%,进口总额将增加1.255%,一般贸易进口额将增加1.157%,一般贸易进口额对汇率波动比总进口额更加敏感。
选取样本区间为1995年1月―2006年12月,分别对进口总额、一般贸易进口额、加工贸易进口额进行回归。在样本区间内,人民币实际有效汇率升值1%,进口总额减少1.054%,一般贸易进口额将减少1.783%,而实际有效汇率变动对加工贸易进口的影响不显著。国内市场需求每增长1%,进口总额增长0.857%,一般贸易进口额增长0.68%,加工贸易进口额增长1.023%。
自2002年中国加入世界贸易组织以后,中国的进口总额对实际有效汇率变动表现的更为敏感,而一般贸易进口额对实际有效汇率的弹性值则在2002年以后有明显的下降。模型计算发现人民币汇率的实际升值将导致中国进口总额、一般贸易进口额的减少,而对加工贸易进口额的影响则并不显著。
四、对回归结果的解释
通过对模型进行分析,发现人民币实际有效汇率升值将导致进口总额的减少,中国一般贸易进口额对人民币实际有效汇率波动更敏感,与之相对的是中国的加工贸易进口额基本不受人民币实际有效汇率波动的影响。分析中国进口的贸易方式构成,中国进口商品主要由两部分构成,一是加工贸易进口,二是一般贸易进口。因为中国进口额的这种特别构成方式,我们将分别解释人民币汇率波动对中国加工贸易进口额以及一般贸易与其他进口额的影响。
(一)人民币汇率升值对加工贸易进口额的影响
人民币实际有效汇率波动对中国加工贸易进口额的影响并不显著。加工贸易一直在中国对外贸易方式中占据相当重要的地位。在经济全球化的今天,跨国公司的国际分工体系决定了中国目前多数产品的生产阶段仍然是劳动密集型产品的生产与装配,而这种已经形成的生产布局不可能在短期内发生根本性的变动。跨国公司站在全球的角度,对产品生产与装配阶段的成本变动进行调控,而来自中国的出口成本的上升将被其他价值链下游生产加工阶段所吸收,因此即使面对人民币实际有效汇率小幅升值,跨国公司仍然不会调整其国际生产布局和生产网络。
(二)人民币实际有效汇率升值对一般贸易以及其他项目进口额的影响
通过对前面模型的分析,发现人民币实际有效汇率升值将显著减少一般贸易以及其他项目的进口额。在研究了近年来中国与不同国家地区对外贸易的数据后,我们发现中国在对外贸易方面,自2002年至今的中国一方面从欧洲,美国赚取巨额的贸易顺差,另一方面又对亚洲其他国家输出巨额的贸易逆差。
总体看来中国向欧洲美国的出口与向亚洲国家的进口同时存在,这一现象由中国在产业价值链中的位置决定,中国由亚洲国家进口原材料和初级产品,在本国内进行加工生产,最后出口到欧洲和美国的市场。最后需要指出的是,伴随着中国经济的发展和市场化程度的不断深化,人民币实际有效汇率的波动将对中国的进口以及出口产生更大程度的影响。但需要最重视的是,人民币实际汇率升值将同时减少中国的进口额与出口额,而单纯依靠人民币汇率调整并不能有效影响加工贸易带来的贸易顺差。
参考文献:
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)
FTA即自由贸易协定，是一种区域性的贸易协定，指两个或两个以上的国家或地区为了进行自由贸易活动，通过谈判协商，逐步减少甚至废除关税和非关税壁垒，从而创造经济圈而签订的协定。
中国与东盟地理相邻，一直以来，经济政治文化往来密切，所以中国与东盟建立自贸区有着良好的先天基础，02年，中国与东盟之间签署了《中国与东盟全面经济合作框架协议》，从此开始了共建自贸区之路，经过多年努力，到2010年，中国国一东盟自由贸易区已经正式全面启动，东盟已取代日本，成为中国第三大贸易伙伴，而中国则成为了东盟的第一大贸易伙伴。本文拟采用1996-2012年双方的贸易数据，通过贸易比重，贸易强度，以及巴拉萨模型来研究FTA的签订给中国和东盟双方贸易带来的影响。
在研究FTA对于中国与东盟贸易及经济影响方面，学者主要采取了可计算的 一般均衡（CGE）模型、引力模型和巴拉萨模型三种模型进行研究。
薛敬孝、张伯伟（2004）应用CGE模型使用GTAP第五版数据库对亚洲地区不同贸易合作安排所可能产生的效果进行分析。结论认为中日韩与东盟“10+3”在所有的贸易安排中效果最佳，但没有明确区分贸易转移和贸易创造。CGE模型本身结构复杂， 尤其是对数据要求非常高， 因而在推广使用上具有一定的局限性。
杨欢（2012），运用巴拉萨模型，采取92-07年的相关数据，对中国-东盟自贸区建立后对中国的进口贸易的效应进行分析，结果显示，签订FTA后中国进口贸易存在贸易创造而不存在贸易转移。蒋菡英（2008）选取了1985-2006年的相关数据，分析FTA的签订有助于区内贸易流量的扩大，但与欧盟，北美自贸区相比，区域内贸易比重仍然偏小，贸易创造有限，而且贸易创造效应对于东盟国家更为明显。巴拉萨模型易于操作，克服了贸易创造和贸易转移难以计算的问题，本文将采用这种模型。
陈雯（2009）选取2002-2006年期间中国和133个贸易伙伴的贸易数据，运用引力模型的单国模式分析中国-东盟自由贸易区的建立对中国与东盟国家进出口贸易的影响，通过分析发现FTA签订对中国与东盟的进出口有贸易创造效应 但是对中国从东盟进口的推动作用大于对中国向东盟出口的推动作用，另外，中国与东盟国家在纺劳动密集型产品织品（服装和电子电器等）上存在着竞争，这一定程度上阻碍了中国对东盟的出口。
一、中国-东盟FTA对双边贸易的影响
中国与东盟建立自贸区以来，双方降税进程不断向前推进，贸易随之快速发展，07年中国向东盟出口941.8亿美元，而到了2010年中国东盟自贸区全面启动，当年出口额增长到1382.2亿美元，双边贸易达到2927.8亿美元，更有分析称，拥有6亿人口的东盟，将在未来成为中国的第一大贸易伙伴。对于签订FTA对于中国和东盟贸易的影响，可以通过贸易比重，贸易强度指数进行衡量。
（一）贸易比重
贸易比重，指a国向b国的出口占a国向世界出口总额的比重，或a国从b国的进口占a国世界进口额的比重，本文从UN Comtrade中选取了1996-2012年中国与东盟五国（菲律宾，马来西亚，新加坡，泰国，印度尼西亚）的贸易往来数据，计算出了相应的贸易比重，通过贸易比重可以直观的表现双方贸易往来情况。
图1，图2显示中国对东盟各国出口贸易比重整体呈上升趋势，但上升趋势较为平缓，相对于其他东盟国家，中国对新加坡一直保持较高的出口水平，但在金融危机后，出口比重下降到0.02以下，2010年后，随着全球经济复苏，情况有所好转。在进口方面，中国从五个国家的进口比重有升有降，与双方在某些产品存在竞争关系有关。签订FTA后，对中国从菲律宾的进口起到了一定促进作用，对其它国家则并不明显。
（二）贸易强度指数
图3，图4显示中国对东盟出口贸易强度指数在FTA签订后呈上升趋势，在进口方面，马来西亚上升幅度较大，在2009年相对于2002年上升了21%，而菲律宾在08年之后成为东盟主要五国中与中国在出口方面贸易关系最为紧密的国家。在进口方面，中国从菲律宾进口贸易强度指数在07年曾达到了6，在此之后虽然有所下滑，但截至12年，马来西亚，菲律宾贸易强度仍然保持在3左右，明显高于其他国家。
（三）小结
由上面几张图表，我们可以总结中国东盟FTA带来的贸易影响有以下特征：
1）FTA签订对双方贸易起到了促进作用，双方贸易比重都有所提升，这说明双边在加大对彼此产品的市场需求，但相对于中国而言，对于东盟的促进作用更为明显。FTA签订大力推进了东盟国家向中国的出口，使近几年中国对东盟的贸易逆差额不断缩小，到09年时，双方贸易额已经基本持平，这说明FTA签订后，东盟成为最受惠地区。
2）双方贸易受国际经济大环境影响较大。在2008年左右，中国与东盟贸易出现了较大波动，这是由于双方贸易产品结构较为单一，而且双方对外贸易依存度较高，综合几种因素，双方贸易极易受到国际经济形势影响。
二、FTA对中国和东盟贸易影响的实证研究
（一）模型的选取：
巴拉萨模型在1967年由巴拉萨建立，其基本假设是，在区域经济一体化之前，进口需求弹性不变，若在此之后发生改变，则改变是由于施行区域经济一体化产生的，如果区域内进口需求弹性增加，则说明存在总的贸易创造效应，若区域外进口需求弹性减少，则说明存在贸易转移效应。
α1为经济一体化之前的进口需求弹性α1+α2为经济一体化后的进口需求弹性，当α2大于0时，进口需求弹性增加，α2小于0时，进口需求弹性减少。
（二）数据选取
为了便于研究，将东盟视为一个整体，因为文莱，越南，缅甸，柬埔寨，老挝数据不全且贸易量较小，所以以东盟主要五国新加坡，印尼，马来西亚，泰国，菲律宾的加总数据代替东盟的相关数据，本文选取1996-2012年的数据，中国与东盟五国进口总额由UNcomtrade数据库获取，人均GDP由UNdata数据库取得，其他数据在此基础上计算取得，回归数据以2002年为划分点，02年之前，虚拟变量d取0，02年之后d取1。
（三）实验结果及分析
运用Eviews6.0对（5）（6）（7）进行最小二乘法估计，得到结果如下：从回归结果结果来看，进口与人均GDP成正比，符合预期，由T检验值，调整R2，F检验值，D-W值可以看出模型模拟的较好，不存在自相关，各变量的系数都在10%显著水平以上，变量能够很好的解释被解释变量。
将回归结果归纳为下表2，比较FTA签订前后的进口需求收入弹性的变化：
1）中国区域内进口需求收入弹性小于1，而东盟区域内进口弹性大于1，这是因为中国主要从东盟进口原材料和农产品，这些产品弹性较小，而东盟主要从中国进口机电产品与纺织品，弹性较大。
2）对于东盟，相对于中国，其区域内进口弹性要大于总的进口需求弹性，而中国则相反，这在一定程度上反映了双方在对方贸易中的地位，从东盟的进口占中国总进口额较低，这与事实相符。
3）对于中国和东盟，总进口需求收入弹性，区域内进口，区域外进口收入弹性都有所增加，说明自贸区的建设不仅产生了总的贸易创造效应，还获得了净贸易创造效应，双方贸易的扩大，使从区内其它国家的进口替代了一部分国内的生产。
而相应的净转移贸易效应很不明显，我认为原因有以下几个方面：
首先中国与东盟签订FTA后，04年实施早期收获，05年推行全面减税，直到2010年才全面落实0关税，FTA发挥效用时间较短，而且双方贸易在近几年也受到世界经济危机的影响。
其次，许多企业还没有真正认识到中国与东盟签订FTA后所隐藏的商机，在王玉主，沈铭辉关于中国与东盟的FTA实施情况研究中发现在中国企业中已利用FTA的为16.3%，计划利用的企业占19.0%，这说明双方仍有很大发展空间。
最后，中国在入世后，对于其他非东盟国家也实施了不同程度的降税，致使贸易转移效应不明显。
三、总结与建议
采用贸易比重，贸易强度指数，巴拉萨模型研究FTA签订对于中国东盟贸易的影响，结论大体一致：FTA的签订促进双方贸易的扩大，双方贸易比重不断提升，但FTA对东盟贸易的促进作用更为明显。双方发生了贸易创造，与此同时，中国与东盟双方签订FTA后，贸易产品结构较为单一，不易替代各自与区外发达国家间的贸易，因此没有产生明显的贸易转移效应，这说明中国-东盟自贸区作为典型的南南型区域经济一体化组织，FTA的签订带来的区域内贸易流量的增加有限。
为了进一步深化双边贸易互动，促进双方贸易协调发展，提高整个自贸区经济竞争力，我有以下几点建议：
1）推进国内产业结构改革，增大双方贸易互补性。随着中国劳动薪酬提高，环境执法趋严，越来越多的“中国制造”变成了“越南制造”“印尼制造”等等，中国与东盟许多产品存在竞争性，对此，中国应该逐步调节产业结构，提高技术附加值较高产品的对东盟出口比重，加强从东盟进口所需原材料与半成品，增加
双方贸易的互补性。
2）加强相关优惠政策的宣传，提高相关行政工作的效率。应该让更多企业了解中国东盟自贸区的相关政策，为企业提供帮助，促进更多企业走出去，充分利用对方的优势资源，发展规模经济，增强企业在全球范围内的竞争优势。
3）加强相关基础设施以及金融服务体系的建设。西南地区交通条件较差，在一定程度上制约了我国东盟一些国家的贸易发展，所以要不断推进相关交通以及通讯设施的建设，另外，建立可以共享互动的信息平台以及相关金融服务体系，可以进一步促进信息流动，减少交易成本。
4）增强政府互信，使中国与东盟在更多层次更多领域开展合作。双方在发展经济的同时，应该加强开展政治对话，增强互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此开放、共同繁荣、协商一致”的区域合作原则，增进了解，促进解决相关贸易机制，运行选择，南海等相关问题，并要协商一致抵制以美国为首的发达国家对中国东盟自贸区的干预，为双方贸易发展提供良好的政治环境。
参考文献：
[1]薛敬孝，张伯伟.东亚经贸合作安排：基于可计算一般均衡 模型的比较研究[J].世界经济，2004，06：51-59.
[2]李荣林，赵滨元.中国当前FTA贸易效应分析与比较[J]. 亚太经济，2012，03：110-114.
[3]杨欢.中国―东盟自由贸易区中国进口的贸易效应研究 ――基于巴拉萨模型[J].对外经贸，2012，09：10-11.
中图分类号：F742文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2014）06-0092-07
我国的对外贸易发展迅猛，出口总额和贸易总额在2012年跃居世界第一，贸易顺差稳步增长，人民币升值压力也越来越大。尽管2005年启动的新一轮汇率改革使人民币兑美元已累计升值24%以上，但贸易顺差却并未因此而扭转。那么，人民币升值能否改善我国持续的双顺差情况？进出口不同行业受到人民币升值影响的程度又有何差别？基于此，本文从国别层面和行业层面对我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行了测算。
一、文献回顾
关于进出口弹性方面的研究相当丰富，多数以价格弹性为切入点，探讨马歇尔―勒纳条件（简称M-L条件）是否成立，即贬值能否改善国际收支。Baldwin和Krugman[1]研究发现，在1985―1987年间，美元贬值并未改善美国的赤字状况，反而引起赤字持续增加。Backus[2]将短期分析与长期分析相结合，认为汇率变动只能缓和但不能真正解决日美贸易失衡。Boyd等[3]以8个OECD国家为研究对象，发现其中5个国家满足M-L条件，即本币贬值能够增加出口、减少进口。Olugbenga[4]的研究也得出了相近的结论。Liew等[5]对1986―1999年间的亚洲五国和日本进行了实证检验发现，菲律宾、泰国、马来西亚和新加坡在本币贬值时，对日贸易状况恶化。Irandoust和Parmler[6]以瑞典及其八个贸易伙伴的双边贸易状况为研究对象，采用面板协整方法进行了检验，结果发现瑞典对其中两国的贸易符合M-L条件。Kwack等[7]则利用1994―2003年的数据估计了亚洲一些国家或地区进出口贸易的价格弹性，发现其数值在1.05―3.10之间。
对于我国进出口弹性的研究，国内学者也进行了大量的努力。厉以宁[8]利用1970―1983年的数据，得出我国的进出口弹性分别为0.69和0.05，显然不符合M-L条件；殷德生[9]以1990―2004年的数据测算出我国进口价格弹性为-0.57，而出口价格弹性为0.01，也不符合M-L条件；戴世宏[10]研究发现，利用人民币对日元双边实际汇率得出我国对日本的进出口弹性分别为0.30和0.63；另一方面，戴祖祥[11]的实证结果却支持M-L条件，发现我国进出口弹性之和显著大于1；范金等[12]研究得出我国中长期进出口价格弹性分别为- 1.08和- 0.86；卢向前和戴国强[13]基于1994―2003年的月度数据计算得出我国进出口汇率弹性分别为1.96和-1.88；周杰琦和汪同三[14]的研究也支持M-L条件的成立，即其他条件不变时，本币贬值会促进出口、抑制进口，本币升值会抑制出口、增加进口。
尽管针对进出口弹性的研究相当丰富，但相对于价格弹性而言，收入弹性的研究较少，而且，分行业的研究也较为缺乏。为了弥补现有文献的不足，本文将进行如下改进：首先，将国别层面的双边贸易情况和行业层面的细分贸易情况综合考虑，使研究更为全面。其次，在行业层面的研究中，并未对各行业使用单一的人民币实际有效汇率和世界实际GDP，而是基于各行业的情况构造了该行业的人民币实际汇率及世界实际GDP，这更能准确反映行业差别。
二、基于国别层面的价格弹性和收入弹性测算
1.模型设定及样本选取
本文借鉴Goldstein和Kahn[15]的研究，根据不完全替论构建进出口模型。不完全替论假设：一国进出口商品与国内产品之间存在不完全替代关系。该理论以比较优势原理为基础，认为贸易国家出口具有比较优势的产品而进口没有比较优势的产品。因此，在局部均衡框架下，出口取决于双边汇率和外国收入的大小，前者反映替代效应，后者反映收入效应；进口取决于双边汇率和本国收入的大小，前者反映替代效应，后者反映收入效应。替代效应用双边实际汇率E来表示，收入效应则分别用外国GDP和本国GDP表示，因此，构建进出口方程如下：
为了扩大样本容量，增加回归结果的可靠性，本文选取与我国贸易联系紧密的覆盖六大洲的23个国家或地区作为研究对象：分别为我国香港、印度、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡、我国台湾、泰国、越南、法国、德国、意大利、荷兰、俄罗斯联邦、英国、美国、加拿大、澳大利亚、新西兰、巴西和南非。2012年，我国与这些国家或地区的出口额占总出口额的77.23%，进口额占总进口额的68.97%，进出口总额则占比73.34%，因此，样本国家和地区的选取无论是在地域分布上还是相关性上都是非常具有代表性的。考虑到在实际贸易中，某些贸易作为一个整体与我国进行贸易谈判和合作，因此，本文将样本中的欧盟和东盟分别作为单独个体进行考虑，既可以简化模型又符合现实情况，其中，欧盟地区包括法国、德国、意大利、荷兰和英国；东盟则包括印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国和越南。这样，样本数量为14个国家和地区。
考虑到数据的可得性，本文将样本时间定为1998―2012年，之所以没有选择季度数据，主要是因为在数据搜集过程中，各国季度数据的来源不一，可能造成统计口径的不同，从而影响回归结果的精确性。我国与各国或地区的双边进出口数据来自于国家统计局网站和海关总署网站；双边名义汇率数据来自于World Bank和Eurustat，其中，1998年欧元对人民币汇率通过欧盟各国货币与人民币汇率及各货币占欧元比重换算所得，东盟地区汇率根据东盟六国分别与我国双边贸易额占总额的比例作为权重，将各国货币与人民币汇率进行加权平均获得；双边实际汇率根据名义汇率×外国物价指数/本国物价指数求得，物价指数用CPI代替（2005年=100），除我国台湾地区数据来自于各年《台湾统计年鉴》以外，各国或地区2005年不变价的GDP数据均来自World Bank，CPI数据来自于IMF2013年4月出版的《World Economic Outlook（WEO）》。欧盟和东盟的GDP是其涵盖国家的GDP之和，CPI则根据各国和地区与我国双边贸易额占比作为权重进行加权平均获得。之所以将所有数据都处理成2005年为基期，主要是由于人民币汇率改革从2005年7月开始，以此为基期可以增强数据的可比性。为了消除各数据可能存在的异方差，所有数据均进行了对数处理，实证结果基于Eviews 6.0。
2.实证检验
在进行回归分析前，要对数据进行单位根检验，以判断序列是否平稳，避免产生“伪回归”，本文利用LLC和IPS两种方法来检验面板数据单位根，检验结果说明各序列的水平值都是非平稳的，经一阶差分后均变为平稳序列，可以构建面板数据模型。根据Hausman检验结果拒绝随机效应模型，因此构建固定效应模型进行研究，它可以控制不可观测经济变量所引致的OLS估计的偏差，从而得到较准确的模型参数估计值。考虑到可能存在未观测到的因素对个别国家或地区进出口贸易产生影响，如贸易政策等，因此样本数据存在截面异方差和同期截面相关，所以在估计模型参数时，本文使用截面加权的GLS方法进行估计。
对进口方程（1）的回归结果如表1所示。
3.结果分析
总体上而言，1998―2012年间，我国的进口价格弹性为-0.30，表明人民币实际升值1.00%会引起进口增加0.30%；进口收入弹性为1.25，说明我国实际GDP增加1.00%会拉动进口增加1.25%；出口价格弹性为0.48，表明人民币实际升值1.00%将导致出口减少0.48%；出口收入弹性为1.53，表明世界实际GDP增加1.00%将带动我国出口上升1.53%。出口价格弹性大于进口价格弹性，这主要是由于进口以原材料等资源类商品为主，而出口则以纺织品、机电等制成品为主；进出口价格弹性绝对值之和小于1，说明马歇尔―勒纳条件不成立，这可以解释人民币持续升值以来我国的贸易顺差依然增长这一现实。收入弹性明显大于价格弹性，说明相对于汇率而言，我国进出口额主要取决于国内外收入水平，在2008―2009年国际金融危机时期，我国进出口增长率骤降至-16.00%和-11.20%，充分说明了收入变动对贸易的显著影响，也显示了我国出口贸易对外部经济的依赖性较强。
进口方程的回归结果显示，1998―2012年间，我国台湾的价格弹性绝对值最大，为1.05，巴西的价格弹性绝对值最小，仅为0.23，这主要是由于我国从台湾地区进口的商品中，以机电产品、光学钟表、医疗设备等为主，而从巴西进口的商品则以矿产品和植物产品为主，显然矿产品等资源类产品的价格弹性要小于机电等制成品的价格弹性。所有价格弹性中，我国香港和俄罗斯联邦的系数符号与预期不符，说明人民币升值引起这两个地区的进口减少，这与理论相悖，其原因可能在于：首先，我国进口以投资品和原材料（如石油、铁矿石）为主，其弹性较低，受汇率变动的影响较小。其次，加工贸易进口与一般贸易进口受汇率的影响方向相反，当实际汇率升值时，国内生产成本特别是劳动力成本相对增加，在激烈的国际分工竞争环境下，劳动密集型产业的加工贸易订单逐渐向其他低成本国家转移，反映在海关统计账下，则是加工贸易进口的下降。收入弹性方面，巴西最大，为2.26，俄罗斯联邦最小，仅为0.64；我国香港的收入弹性不显著，这可能是由于我国和香港地区的大部分贸易都是转口贸易造成的。
出口方程的回归结果显示，在1998―2012年间，我国对印度出口的价格弹性最大，为 1.64，这主要是由于我国对印度出口的第一大类产品是纺织品，而对其他国家或地区的第一大类出口产品则为机电产品，纺织品的技术含量较低，比较容易受到汇率波动的影响，而对俄罗斯联邦出口的价格弹性最小，仅为0.25，说明人民币升值对我国向俄罗斯出口的影响较小。收入弹性方面，美国最大，为2.93，因此，次贷危机期间，我国对美出口急剧缩减，引起国内经济出现滑坡，这进一步反映了我国出口贸易对美国经济状况的高度依赖；新西兰的收入弹性最小，为0.89，说明相对于其他国家和地区而言，新西兰的实际GDP变化引起的我国对新西兰出口的变化最小；我国台湾的收入弹性系数不显著，这可能是由于台湾地区的数据来源与其他样本国家或地区的来源不一致造成的数据偏差所致。
在14个样本国家或地区中，加拿大、印度、东盟、日本、韩国、我国台湾和南非的进出口价格弹性绝对值之和大于1，说明我国与这些国家或地区双边贸易符合M-L条件，而与其他国家或地区的双边贸易中则不符合M-L条件，这解释了汇改以来人民币持续升值但并没有改善中美、中欧贸易顺差这一焦点问题。
进出口方程的回归结果都显示，除我国香港和台湾地区的收入弹性不显著外，其他国家或地区的收入弹性均大于价格弹性，这意味着我国的贸易顺差主要是经济增长的结果，汇率变动只是次要因素，因此，以我国存在贸易顺差而要求人民币升值的论点缺乏充分的依据。
三、基于行业层面的价格弹性和收入弹性的测算
Bahmani-Oskooee和Kara[16]指出，以集合数据分析汇率对贸易的影响时，弹性大的商品会被弹性小的商品所掩盖，从而整体上表现出对汇率变化反应不明显的特征。因此，在国别层面的基础上，本文将从行业层面对我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行进一步的测算，以避免总量数据产生的偏差。
1.模型设定及样本选取
HS分类标准
HS（The Harmonized Commodity Description and Coding System，商品名称及编码协调制度）是指在原《海关合作理事会商品分类目录（CCCN）》和《国际贸易标准分类目录（SITC）》的基础上，协调国际上多种商品分类目录而制定的一部多用途的国际贸易商品分类目录。将贸易品分为22类，本文结合SITC标准，参考相关研究分类思路，选取以下行业进行研究：农业及食品业FOOD（HS1-4类）、采矿业MIN（HS5类）、化工业CHEM（HS6-7类）、木材及造纸业WOOD（HS8-10类）、纺织业TEXT（HS11-12类）、冶金业METAL（HS15类）、电子电气业EMACH（HS16类）和机械运输业MACH（HS17-18类）。
计量模型沿用式（1）和（2）。其中，IMi，t和EXi，t分别表示t时期i行业的进口额和出口额，数据来源于中经网数据库。Ei，t表示t时期i行业的人民币实际有效汇率，为了更为准确地显示行业之间的差别，本文编制了各行业的人民币实际有效汇率，这与Campa和Goldberg[17]以单一有效汇率进行衡量的方法不同。具体而言，先根据海关统计月报中《我国对部分国家（地区）进（出）口商品类章金额统计表》的数据，得出本文所研究的8类行业与23个主要贸易伙伴的进（出）口额（这些主要贸易伙伴即为前文第二部分的23个国家或地区），将各行业与贸易伙伴的进（出）口额月度数据汇总为年度数据，用其与每个贸易伙伴的进（出）口额占比作为该年的实际汇率权重，再用各贸易伙伴国家或地区货币对人民币的双边实际汇率进行加权平均，最终得到该行业的实际有效汇率。DGDPi，t表示t时期的国内实际GDP，与国别层面数据相同。FGDPi，t表示t时期i行业的世界实际GDP，这里本文也进行了构造，各行业的世界实际GDP以上述23个国家或地区的实际GDP按照加权平均计算所得，权重亦为各行业我国与贸易伙伴进（出）口额的各年占比。未说明的数据来源与第二部分相同，此处不再赘述。
2.实证检验
本文利用LLC、IPS方法来检验面板数据单位根，检验结果说明各序列的水平值都是非平稳的，经一阶差分后均变为平稳序列，可以构建面板数据模型。
对进口方程的回归结果如表3所示。
3.结果分析
进口方程结果显示，各行业的进口价格弹性较小，说明我国进口的大部分产品在国内市场受可替代品的竞争有限，采矿业和冶金业的价格弹性为正，意味着当汇率升值时，这两个行业的进口反而减少，这主要是由于采矿业和冶金业的进口主要以原油、铁矿石等国际大宗资源类商品为主，属于初级产品，存在“追涨杀跌”的现象。在8个行业中，纺织业的价格弹性最大，为-0.86，而采矿业的价格弹性最小，仅为0.15，这也说明了由于我国纺织品的低价优势对进口纺织品构成激烈的竞争，而进口的原油及成品油等采矿产品则具备明显的不可替代性。收入弹性方面，电子电气业最大，为1.89，而农业及食品业最小，为1.07，说明电子产品属于提升生活质量的非必需品，而农产品则是满足基本生活需要的必需品，因此，当国内收入增加时，电子产品的进口必然增加较多。
出口方程结果显示，除纺织业外，各行业的出口价格弹性均小于1，但多数大于其进口价格弹性，说明相对于进口品在国内市场的竞争缺乏而言，出口品在国际市场的竞争却相对激烈。在8个行业中，纺织业的价格弹性最大，为1.40，这主要是由于我国出口的纺织品技术含量较低，价格优势明显，一旦出现汇率波动，出口商会受到较大影响；而农业及食品业的价格弹性最小，仅为0.20，这主要是由于农产品的必需品特性决定的。收入弹性方面，除农业及食品业外，各行业的出口收入弹性均大于其进口收入弹性，说明我国出口的依赖性较强，容易受到国外经济的影响，这与国别层面的结论一致。在8个行业中，纺织业的收入弹性最大，为3.08，说明国外需求变动对该行业出口的影响较大，这进一步体现了纺织业的低附加值特性；而农业及食品业仅为1.05的收入弹性也是其本身的必需品特性决定的。
进出口方程结果都显示，所有行业的进出口收入弹性均大于价格弹性，说明我国进出口贸易中，收入影响要大于汇率影响。
四、结论
本文基于1998―2012年我国双边贸易数据和细分行业数据测算了我国进出口贸易的价格弹性和收入弹性，结果显示，我国进口价格弹性为-0.30，出口价格弹性为0.48，进出口价格弹性绝对值之和小于1，说明马歇尔―勒纳条件不成立。出口价格弹性大于进口价格弹性，这主要是由于进口以原材料等资源类商品为主，而出口则以纺织品、机电等制成品为主。进出口收入弹性分别为1.25和1.53，均大于价格弹性，说明贸易顺差主要是经济增长的结果，汇率变动只是次要因素，因此，以我国存在贸易顺差而要求人民币升值的论点缺乏充分的依据。在14个样本国家或地区中，加拿大、印度、东盟、日本、韩国、我国台湾和南非的进出口价格弹性绝对值之和大于1，说明我国与这些国家或地区双边贸易符合M-L条件，而与其他国家或地区的双边贸易中则不符合M-L条件，这解释了汇改以来人民币持续升值但并没有改善中美、中欧贸易顺差这一焦点问题。考虑到我国贸易对象较为集中，容易引起贸易摩擦，今后应在稳定亚洲、欧洲和北美洲等国家或地区的贸易关系时，积极开辟新兴市场，加强与非洲、拉丁美洲等国家或地区的贸易往来，加深不同层次的对话，以减少贸易摩擦发生的可能性。
另一方面，我国进出口贸易价格弹性和收入弹性的行业差别明显：多数行业的出口价格弹性大于其进口价格弹性，说明相对于进口品在国内市场的竞争缺乏而言，出口品在国际市场的竞争却相对激烈；出口收入弹性均大于其进口收入弹性，说明我国出口的依赖性较强，容易受到国外经济的影响，这与国别层面的结论一致；各行业的进出口收入弹性均大于价格弹性，再次印证了收入对我国进出口贸易影响的显著性。纺织业的进口价格弹性最大，而采矿业最小，说明进口纺织品在国内面临激烈的竞争，而进口的原油及成品油等矿产品则具备明显的不可替代性；纺织业的出口价格弹性也最大，这与其技术含量较低有关，一旦出现汇率波动，出口商会受到较大影响；而农业及食品业的价格弹性最小，这主要是由于农产品的必需品特性决定的。可见，优化商品结构，提升出口竞争力是进口贸易发展的又一重点。在合理发展具有比较优势的劳动密集型产业的同时，提升资本技术密集型产业的国际竞争力，并加快推进高新技术产业的发展，逐步完成外贸发展方式的转型升级。
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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。
国内学者佟家栋(1995)较早探讨了进口和经济增长之间的关系,认为不同时期进口增长与经济增长之间的相关度不同,但总体上存在着正相关关系;陈家勤(1999)在研究中发现除了美国这样的发达国家,发展中国家如韩国、印度和巴西等在经济增长过程中进口贸易的作用都大于出口贸易;徐光耀(2007)肯定了进口贸易对我国国内生产总值增长的推动作用。认为扩大进口先进技术、关键设备和国内短缺的能源、原材料,促进资源进口的多元化,将更加有利于我国国内生产总值的增长。朱维芳(2007)分析开放后我国进口贸易对经济增长的影响,认为进口对经济增长的促进作用丝毫不亚于出口。熊凤琴(2009)考察我国生产者服务进口总值及其结构与经济增长的关系,认为生产者服务总进口和新兴服务进口对我国经济增长具有显著的促进作用,而运输服务进口具有显著的抑制作用。
二、服务贸易进口与经济增长关系的实证检验
(一)数据来源与变量定义
选取1982-2008年的各变量年度数据作为样本数据,各服务贸易进口数据均来自世界贸易组织数据库(WTO International Trade Statistics Database),GDP数据来自联合国网站数据库(UNSTATS)。参照世界贸易组织对服务贸易的分类,本文将我国服务贸易分为三大部门即运输、旅游及其它商务服务,其它商务服务中一共包括八项,具体为通讯、建筑、保险、金融、计算机和信息服务、专利许可和技术转让、文体娱乐(包括电影等音像制品)和其他商业服务(包括会计、法律、咨询和广告等)。经济增长以我国历年GDP来衡量。各变量单位为亿美元,用美国劳工部公布的CPI调整为不变价格,取各变量的自然对数以消除异方差。
(二)单位根检验和协整分析
1、在进行时间序列分析时,传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的,否则就会产生“伪回归”问题。但是在现实中,经济中的时间序列大多是非平稳的,为了使回归有意义,就要对其实行平稳化。而通常的做法是对时间序列进行差分,然后对差分序列进行回归检验,这样做的缺点是忽略了原时间序列中包含的有用信息,而这些信息对分析问题来说又是至关重要的。为了解决上述问题,可以采用协整方法,而要进行协整就必须进行单位根检验。进行单位根检验的方法很多,如DF方法,ADF方法,PP方法,本文采用ADF方法。
对各变量进行ADF检验,经过多次尝试,选择最佳滞后期和检验形式,得到单位根结果:在5%的显著性水平下所有变量序列都是非平稳序列;经过一阶差分以后,所有变量在5%显著性水平上都是平稳的,故它们都是一阶单整I(1),可以在此基础上进行协整检验。
2、这里根据Johansen的最大似然方法来检验GDP、运输服务进口、旅游服务进口以及其它商务服务贸易进口之间的协整关系,其中最优滞后期的选择,这里根据非约束的VAR模型的残差分析结合似然比检验法而得到。经过检验,GDP与运输、旅游和其他商务的服务贸易进口之间存在一个长期稳定的关系。运输贸易进口每增长1%,给GDP带来1.25%的增长;旅游贸易进口增长1%可以给GDP带来0.91%的负增长;其他服务贸易进口增长1%可以拉动GDP增长0.74%个百分点。如果其他商务服务、旅游服务和运输服务贸易进口同时增加一个百分点,会给经济带来1.08%的增长,这与大多数研究结论相同。上述实证结论也符合理论的判断:旅游贸易进口是单纯的消费性的支出,这种支出不会带来潜在产出增长,因此旅游贸易进口与经济增长负相关;其他商务服务贸易进口,包括通讯、建筑、保险、金融、计算机和信息服务等,通过进口其它商务服务可以获得信息和先进的技术,从而引起全要素生产率的提高,对经济增长产生推动作用;运输服务进口中有相当部分是生产所需要原材料、机械设备,这些进口的增加有利于生产,因此运输服务贸易进口与经济增长正相关。
(三)Granger因果关系检验
上述实证结果表明服务贸易进口各项目与GDP之间存在长期稳定的均衡关系,但这种关系是否构成因果关系还有待进一步的检验,在这里使用Granger检验进一步讨论上述变量之间的因果关系。Granger因果检验在考察序列x是否是序列y的原因时采用这样一种方法,先估计当前y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度,如果是则称序列x是y的Granger原因,此时x的滞后期具有统计显著性。格兰杰因果检验结果显示,在95%的置信水平下,旅游、运输和其他服务的贸易进口都是引起GDP变化原因,而GDP不是旅游、运输和其他服务的贸易进口变化原因。
三、结论及建议
本文对中国1982―2008年的对中国服务贸易逆差的构成进行了分析,并在此基础上对运输、旅游及其它服务的贸易进口与GDP之间的关系进行了协整检验和格兰杰因果关系检验,得出以下几点结论:
第一,运输、旅游及其它项目的服务贸易进口与经济增长存在长期稳定的关系。从长远看,运输、旅游及其它项目的服务贸易进口如果分别增长1%,会分别给GDP带来大约1.25%、-0.91%、0.74%个百分点的增长;若均衡增长1%,会给GDP带来1.08%的增长。
中图分类号：F740文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2008（06）-0039-06
一、研究综述：FDI和进口贸易的技术溢出效应
Mcdougall在1960年提出了FDI（外国直接投资）的技术溢出效用，其后，许多学者对“FDI的技术溢出假设”进行了实证检验。但早期对技术溢出效应的检验，主要是将FDI作为一个独立的生产要素纳入到内资企业的生产函数中，通过验证内资企业的生产率是否与外资相关，从而验证FDI的技术溢出效用，如Caves［1］，Globerman［2］，Feder［3］以及Kokko［4］。而1993年，由Haddad和Harrison提出了以全要素生产率替代生产函数作为被解释变量，能够更好地揭示技术进步［5］。随后的1995年，Coe和Helpman创造性地将研发资本存量作为内生变量，研究本国（地区）的研发资本存量和通过进口贸易引入的外国（地区）研发资本存量与全要素生产率的关系（即CH模型）［6］，使这一领域的研究发生了质的飞跃。1997年Coe、Helpman和Hoffmaister又
收稿日期：2008-07-26
作者简介：申嫦娥(1963-),女，湖南省邵东县人，北京师范大学经济与工商管理学院副教授，管理学博士，研究方向：财务管理（含国际财务，即国际投融资）。
进一步在CH模型中引入了另一个与国际贸易密切相关的变量，即FDI，成为扩展的CH模型（被称之为CHH模型）［7］。Walid和Edward利用扩展的CH模型研究G6对OECD国家的技术溢出效用，发现FDI的技术溢出效应强于进口贸易［8］。
国内对技术溢出的研究文献较多，但大多数集中在利用国外的早期方法，直接以FDI或进口贸易作为解释变量，验证其与内资企业生产率的相关性，这些研究成果请参见郑秀君对这一方面的一个综述［9］，本文只就国内对CH模型的应用情况作一回顾。方希桦、包群和赖明勇，主要研究中国从G7的进口贸易中获得的技术溢出，发现效应显著［10］。蔡虹和孙顺成研究了进口贸易的技术溢出效应，发现进口贸易溢出的技术知识存量促进了中国总产出的增长［11］。李平和钱利考查了中国前10大进口国（地区）和FDI来源国（地区）对中国各地区的技术溢出效应，研究发现进口和贸易促进了我国的技术
进步，但地区差别显著［12］。黄先海和张云帆选取我国前十位的进口贸易国和外商投资国，研究对我国的技术溢出效应，发现我国外贸外资（即FDI）的技术溢出效应都较显著，但相对而言，外资的技术溢出效应略大于外贸的溢出效应［13］。
从现有的文献来看，一些是从进口贸易的角度，专门研究西方发达国家对我国的技术溢出，另一些则是从我国进口贸易前十位和FDI前十大来源国的角度研究对华技术溢出。但笔者以为，一方面，只研究西方大国，而忽视亚洲发达经济对中国的影响力是不够的，基于相同文化背景的影响力可能更大；另一方面，如果选取进口贸易或FDI前十位，又可能会选取来自避税地或非发达国家（地区）的投资或进口。比如中国香港，就是一个避税地，对中国大陆的投资和贸易额都占据我国前十位，但它只是跳板或中转站，有许多投资和贸易输入的并不是香港的技术，而是原产地或原投资地的技术。
本文采用扩展的CH模型并进行修订，将研发资本存量作为内生变量，选取1993年至2006年的面板数据，研究西方大国和亚洲四小龙通过进口贸易、FDI两个途径对中国的技术溢出效用，并以西方大国和亚洲四小龙分别构建模型，进行数据对比。
二、研究模型和数据
一国（地区）的技术进步不仅取决于本国（地区）的研发资本存量，而且取决于引入的外国（地区）研发资本存量的溢出效应。目前大家公认的引入途径主要有二：一是进口贸易，进口国（地区）不仅可以通过进口产品或设备，提高本土资源的生产率，而且可以通过学习和模仿提高技术水平；二是FDI，通过FDI不仅可以输入产品和设备，而且可以输入管理理念和文化，因此，它比进口贸易的影响更加直接。
本文选用1993年至2006年的数据，原因在于1993年是我国社会主义市场经济体制实行的起点，对外开放的程度从此迈上新的台阶。在进口贸易和FDI来源国的选择上，是按经济的发达程度，而不是我国的引入量，技术先进国家的技术溢出效应应该更好。首先选取G8成员国中的美国、加拿大、英国、德国、法国、意大利共6个（本文将其称之为西方大国），没有选取不属于发达经济的俄罗斯，而把日本归到亚洲四小龙的范围。在亚洲的发达经济中，除日本之外还选取韩国、中国台湾和新加坡，没有选取中国香港。因为香港的避税地性质，使得一些贸易和投资只是经过香港中转而已，不能代表香港的技术水平。为了对比西方大国与亚洲四小龙的对华技术溢出效应，将分别对两类经济体建模，以观测其影响程度的不同。
本文将采用CH 扩展模型，由于该模型数据处理相当复杂，因此，我们先列出模型的基本形式，见模型（1），再逐一介绍每一个变量的处理方法。
lnFt=α0+α1lnSDt+α2lnSFDIt+α3lnStradet(1)
Ft为t年的全要素生产率，SDt为第t年的国内研发资本存量，SFDIt为第t年通过FDI路径溢出到中国的外国研发资本存量，Stradet是第t年通过进口贸易溢出到中国的国外研发资本存量，α0为常数项，α1、α2、α3是系数。
1． 全要素生产率的界定与数据来源。根据柯布-道格拉斯生产函数，有：
Yt=FtKαtLβt（2）
Yt为第t年的产出，用实际GDP表示，Kt为第t年的资本存量，Lt为第t年的劳动投入，通常用就业人数表示，Ft为全要素生产率，代表技术水平。根据公式：
Ft=Yt/KαtLβt（3）
计算全要素生产率的难度，主要是α、β以及资本存量。本文直接采用了郭庆旺、贾俊雪2005年在《经济研究》上用索洛残差法计算的α、β值，它们分别是0.6921和0.3079［14］。各年资本存量的计算方法为：
Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1（4）
It为第t年的名义投资，Pt为第t年的固定资产投资价格指数，Kt-1为t-1年的资本存量，δ为固定资产折旧率，假定为5%，计算结果见表1。
2．研发资本存量的计算。研发资本存量的计算通常采用永续盘存法，公式为：
St=RDt+(1-δ)St-1（5）
RDt是第t年的研发支出，δ是研发资本的折旧率，一般设为5%，St是第t年的研发资本存量。现在的难点是初始研发资本存量（即S0）的设定，这里沿用CH模型对S0的设定方法：
S0=RD0/(g+δ)（6）
g为研发支出的年均对数增长率，各年的对数增长率为ln(RDt/RDt-1)，相当于对数形式的一阶差分。各年的研发支出是研发资本存量的计算基础，而为了比较各国的研发支出情况，表2我们给出了各国研发支出占GDP的比重以及研发支出的对数增长率。
说明：实际GDP根据名义GDP与GDP缩减指数折算，固定资产投资价格指数以1978年为1，具体计算参见郭庆旺、贾俊雪2004年在经济研究第5期上提供的方法［15］。
数据来源：中国统计年鉴
表2 各国（地区）研发支出占GDP的比重及其对数增长率(%)
数据来源：1993年至2004年的数据来自中国统计局公布的“研究与试验发展（R&D）经费及占国内生产总值的比重” stats.省略/tjsj/qtsj/zgkjtjnj/2006。2005和2006年的数据根据OECD，Main science and Technology indicators(December 2006以及October2007) 的研发支出和IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）的GDP，均以当前美元PPP计算。
从表2来看，除意大利以外，上述发达经济的研发支出占GDP的比例均高出我国许多，我国尽管这几年的增长较快，但离发达经济还有一定的差距。从增长情况来看，除日本外，亚洲经济体的增长均较快。
3．FDI和进口贸易溢出的国外研发资本存量。国外研发资本存量通过FDI和进口贸易两个路径对中国的溢出，即本文模型（1）中的SFDIt和stradet，我们采用了Lichtenberg and Pottelsberghe的修订方法（即LP方法）［16］，见下面的公式：
SFDIt=∑10[]i=1FDIit[]GDPit×Sit(7)
Stradet=∑10[]i=1IMit[]GDPit×Sit(8)
Sit为i国第t年的研发资本存量，FDIit是第t年中国从i国引进的FDI，IMit是第t年中国从i国的进口贸易额，GDPit为i国第t年的GDP。
而在最初的CH模型中，分母采用的是输入国（本文为中国）在t年的FDI和进口贸易总量。Lichtenberg and Pottelsberghe指出，Coe and Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”，为了减小这种偏差,他们认为以出口国（地区）或投资国（地区）的GDP替代输入国的进口或FDI总额作为权重，这样既能体现国际研发溢出的方向，又可反映其密度大小。
中国从各国引进的FDI以及进口贸易占该国GDP的比重参见表3和表4。
数据来源：中国从各国（地区）引进的FDI来自《中国统计年鉴》，各国GDP的数据来自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
数据来源：中国从各国（地区）的进口贸易来自《中国统计年鉴》，各国GDP的数据来自IMF，World Economic Outlook Databases（April 2007）。
从表3和表4来看，我国从各国（地区）引进的FDI或进口贸易占该国（地区）GDP的比重，一般都表现为亚洲四小龙的比例高于西方大国。
三、实证研究结果
根据第二个部分对模型数据的处理，我们获得了模型（1）各变量的数据，现在可以对其进行回归分析，以检验各变量与全要素生产率（即技术进步）的相关性及其显著程度。
本文的统计分析采用SPSS软件。由于FDI和进口贸易对技术溢出的影响都存在一定的时滞，因此，我们首先逐一分析每一个解释变量当期以及滞后一期对我国全要素生产率的影响，结果发现（限于篇幅这一过程未在文中列出），每一个变量都是当期的影响力更强，因此，我们选择以当期数据进行模型的分析。
因为面板数据或时间序列，容易存在变量的自相关问题，因此，我们先对模型（1）用全部样本、亚洲四小龙和西方大国的数据分别进行简单回归，通过分析DW值，发现只有用西方大国数据的回归存在明显的一阶自相关现象，其DW值只有0.85。为了消除一阶自相关问题，取ρ=（1-DW/2）进行广义差分，并对西方大国的数据改用适合时间序列的自回归方法（AR模型），选用其中适合小样本的广义最小二乘法（Prais-Winsten）。其余分析均采用简单回归中的逐步回归方法（Stepwise），以消除不显著的变量。
通过分析，得到最后的回归结果（不显著的未列示）及模型的相关检验参数，见表5。需要说明的是，在自回归的各种方法下，其检验参数与简单回归均有所不同，如Prais-Winsten法，对模型整体拟合程度的检验值使用的不是F统计量，而是残差序列方差的标准差。
说明： *表示在10%的水平上显著，**表示在5%的水平上显著，***表示在1％的水平上显著；标准差为残差序列方差的标准差，该数据越小，模型拟合程度越好。
从表5可见，根据全部样本回归的模型，R2为0.962，调整的R2为0.912以及F统计量为68.525，均说明模型的拟合程度相当不错，而DW统计量是1.611，说明基本不存在变量的自相关现象。从亚洲四小龙回归的模型来看，其R2为0.903，调整的R2为0.874以及F统计量30.931，说明模型的拟合程度很好，DW统计量是2.194，说明不存在变量的自相关现象。而根据西方大国回归的模型，采用了自回归方法，R2为0.807，调整的R2为0.722，残差序列方差的标准差只有0.008，均表明模型的拟合程度较好。
四、研究结论
从表5的回归结果来看，不管是全部样本还是西方大国或亚洲四小龙，FDI对我国的技术溢出效应均是显著的，而全部样本和亚洲四小龙的进口贸易对我国的技术溢出效应则都为负相关，这与前述的Walid和Edward的研究结论十分相似。
从西方大国和亚洲四小龙分别进行回归的结果对比来看，FDI对我国的技术溢出效应均显著，西方大国的影响力只是略高于亚洲四小龙。但西方大国的进口贸易对我国的技术溢出效应不显著，而亚洲四小龙的进口贸易却显著为负。
最后，研究发现，我国自己的研发资本存量只是在没有西方大国影响的情况下与全要素生产率或技术进步存在显著的正相关关系。
我国目前正面临经济增长方式的转变，即经济增长从依靠要素的投入到依靠技术进步（或全要素生产率的提高），这不仅依赖于国内的研发资本存量，而且依赖于FDI输入的国外研发资本存量的贡献。因此，笔者认为，一方面我国应该更加重视自己的研发投资，在研发支出占GDP的比例上追赶发达经济；另一方面，尽管我国目前的外汇储备较大，但FDI的引入不可忽视，只是应该从追求数量向追求质量的方向转变。而在FDI的引入方向上，西方和亚洲发达经济的影响力都同等重要，不可偏废。
至于进口贸易对我国的技术溢出效应不显著甚至为负的现象，是需要进一步研究的问题。随着我国外汇储备的大幅增长，我国近几年的进口贸易也快速增长，特别是从亚太发达经济的进口增速更快（参见本文表4），但进口贸易并没有带来较好的技术溢出效应，笔者认为，这说明我国的进口贸易可能存在以下两个方面的问题：一是增速太快，技术的吸收能力未能跟上；二是进口产品的方向选择可能存在问题，进口产品的技术先进性需要提高。因此，我国进口贸易的数量和方向都值得进一步研究。
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(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
