進口貿易數據精選(九篇)

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第1篇：進口貿易數據范文

關鍵詞：進口貿易；固定效應模型；企業(yè)就業(yè)

中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）04-0016-02

一、引言及文獻述評

長期以來，就業(yè)問題一直是經濟社會發(fā)展所關注的重點問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動力市場突顯“用工荒”與“就業(yè)難”并存的結構性失衡現象，探究勞動力需求和結構扭曲等問題的解決途徑成為相關研究領域的熱點話題。在促進和改善就業(yè)問題的研究中，對外貿易始終扮演著重要的角色，而現有大量理論與經驗研究均系統(tǒng)分析了出口貿易對于國內就業(yè)規(guī)模和結構改善的促進作用，分別從國家、行業(yè)、企業(yè)及個體等層面論證了出口、貿易自由化等對于就業(yè)增長的作用機制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿易增加了不同職業(yè)的勞動需求，有利于促進就業(yè)增長及技能和性別結構的改善，且隨著貿易自由化程度的提高，貿易自由化可以通過拉動經濟增長有效促進服務業(yè)與農業(yè)部門的就業(yè)增長加快，在少數基于企業(yè)層面數據、研究企業(yè)就業(yè)變化的文獻中，梁永強（2010）發(fā)現企業(yè)層面FDI流入對就業(yè)水平促進作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業(yè)數據研究匯率變動對中國制造業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現人民幣匯率變動會通過出口收益渠道和進口成本渠道影響就業(yè)水平；席艷樂等（2015a，2015b）分別利用關稅數據與投入產出表數據，研究企業(yè)就業(yè)的二元邊際及企業(yè)勞動力需求彈性的變動，發(fā)現貿易自由化促使了低生產率企業(yè)的就業(yè)損失和高生產率企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造。

然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿易層面，對于進口貿易的相關探討略顯不足。事實上，作為影響就業(yè)問題的一個重要方面，進口對就業(yè)的貢獻和重要意義同樣是功不可沒。加入WTO以來中國進口貿易迅猛發(fā)展、規(guī)模不斷擴大，進口貿易總額13年內從2千億美元增長到1.95萬億美元，占據了貿易總量的45.6%。同時，隨著進口貿易的迅猛發(fā)展和國際垂直化分工的深化，中間投入品進口占比亦呈上升趨勢。雖然現有文獻在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關于進口貿易與就業(yè)關系的探討、基于企業(yè)異質性假說細化到企業(yè)層面的相關研究更為匱乏，并且缺少對進口貿易的種類、規(guī)模、強度以及企業(yè)就業(yè)數量的多層次、多維度劃分，進而也缺乏針對進口貿易作用于企業(yè)就業(yè)的系統(tǒng)研究。

基于上述理論與現實背景，本文立足于2000-2006年的中國企業(yè)面板數據，采用面板固定效應（Fixed Effects，FE）模型，系統(tǒng)研究企業(yè)是否進口及其進口規(guī)模、產品種類、進口來源國等異質性特征對于就業(yè)增長的影響，最終結合實證結論，為更進一步改善就業(yè)、促進貿易政策的調整與改善提出相關對策建議。總體而言，相較于現有文獻，本文在拓展研究視角及方法改進方面有了一定進步，首次將進口貿易與企業(yè)就業(yè)結合起來，基于貿易強度、貿易伙伴國特征等一系列進口差異化特征的拓展分析，對于更進一步分析進口影響企業(yè)就業(yè)的作用機理分析更為明朗，綜合運用綜合固定效應模型的估計也使得本文的研究結論更為穩(wěn)健可靠。

二、計量模型與方法

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

其中，因變量EMPit為企業(yè)i在時期t的就業(yè)增長率，反映企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變動情況，根據企業(yè)在特定時期的雇員人數的對數差分得到；自變量Impit為企業(yè)是否進口的二值變量，取值為1則該年實施了進口，可揭示進口貿易行為對企業(yè)就業(yè)增長的作用方向，反之為0；為衡量部分企業(yè)在參與進口貿易的同時所采取的出口行為是否對其就業(yè)產生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時表示該企業(yè)既被觀測到了進動，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業(yè)在貿易強度、進口產品種類、進口來源國數量以及進口貿易伙伴國等方面的特征，產品種類根據細分的HS-6位產品編碼進行劃分得到，進口來源國數量基于細分產品層面上的貿易特征統(tǒng)計得到；Yit囊括了企業(yè)層面其他影響就業(yè)規(guī)模的指標，如企業(yè)年齡、平均工資、企業(yè)規(guī)模、人均工業(yè)增加值等，其中規(guī)模指標即為企業(yè)的人均產出，μit為隨機干擾項。

具體地，本文在后續(xù)實證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應以及面板隨機效應三種模型對上式進行估計，最終根據Hausman檢驗結果選擇最優(yōu)的估計方法。

三、數據來源與描述性統(tǒng)計

本文采用的數據均源自中國工業(yè)企業(yè)數據庫與中國海關統(tǒng)計數據庫匹配后的數據樣本，企業(yè)特征方面的指標由中國工業(yè)企業(yè)數據庫提供，企業(yè)貿易活動相關特征源于中國海關統(tǒng)計數據庫，貿易伙伴國收入水平的劃分源自世界銀行數據庫。本文采用兩個大型數據庫相匹配之后得到的嵌套面板數據，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業(yè)“電話號碼+郵編”、企業(yè)名稱兩種方法相結合的匹配法，最終得到時間跨度為7年、囊括158478家企業(yè)、447932個樣本的數據集。

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計特征，較大的企業(yè)就業(yè)規(guī)模充分表明了企業(yè)作為吸納就業(yè)主體的重要作用。而企業(yè)平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業(yè)產出規(guī)模和人均增加值、全要素生產率指標表明了企業(yè)整體的績效狀況，且企業(yè)平均進口2種產品，企業(yè)進口來源國最多達六十三個，但進口額占企業(yè)銷售額的比重相對較低。與此同時，本文也可通過各種收入水平的國家的進口強度看出，中國的進口仍集中于中高收入國家，從低收入水平國家進口較少，進口貿易仍依賴于特定的市場。

四、實證分析結果

根據估計方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數顯著性與符號大致相似，同時Hausman檢驗顯示采用固定效模型進行估計的結果更優(yōu)，因此本文主要報告雙向固定效應結果下的實證結論。

表2為通過逐漸增加回歸變量進行分析的結果。具體地，第一列直觀考察了進口對異質性企業(yè)就業(yè)的影響，企業(yè)參與進口貿易的行為能夠顯著促進企業(yè)就業(yè)增長，相比不進口的企業(yè)能夠有4%左右的就業(yè)增長，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時，企業(yè)特征方面可以看出，企業(yè)年齡越大、經營時間越長，便能夠擁有越穩(wěn)定的企業(yè)表現和績效狀況，從而促使就業(yè)規(guī)模緩慢擴大；生產率更高的企業(yè)通常在貿易活動中變現越為突出，也有著顯著為正的就業(yè)效應；而工資與就業(yè)、人均增加值與就業(yè)之間顯著的負相關關系，說明就業(yè)規(guī)模的擴張將會導致產出遞減、真實工資降低，反之亦然。

更進一步，僅考慮“貿易狀態(tài)”是遠遠不夠的，為了區(qū)別企業(yè)在貿易規(guī)模、貿易強度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業(yè)的進口強度等指標。結果表明，上述指標的顯著性和數值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應模型的無偏有效性。進口來源國的數量與就業(yè)增長之間呈現顯著的正相關關系，或許因為企業(yè)執(zhí)行“市場多元化”戰(zhàn)略之后，更多的產品進口來源國能夠顯著降低對特定國家產品進口的依賴性，從而降低和分散企業(yè)受到國際市場的沖擊如匯率變動、貿易政策改變等風險而引致的就業(yè)波動，促進企業(yè)就業(yè)增長；而進口產品種類的增多能夠促進就業(yè)增加，說明企業(yè)產品生產選擇的多元化，體現了企業(yè)參與國際生產與分工的程度的不斷加深以及企業(yè)在全球價值鏈環(huán)節(jié)中的重要性的提升；企業(yè)進口強度與企業(yè)就業(yè)增長呈現顯著的負相關，這可能是伴隨著當前產品內分工貿易的深化發(fā)展，進口強度尤其是進口中間投入品強度的提升將會一定程度上加深企業(yè)對于國際市場的依賴程度，從而加大其對于企業(yè)的勞動力需求變動及應對市場變化的影響，最終多種因素的綜合作用導致進口強度削弱了企業(yè)的就業(yè)增長。

表2 面板固定效應模型估計結果

此外，收入水平是影響雙邊貿易成本的重要因素之一，鑒于進口貿易企業(yè)對于國際市場的依賴程度較大，因而對于貿易伙伴國收入水平、匯率變動風險等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿易強度和貿易伙伴國收入水平劃分的一系列特征，結果顯示：中國從中高等收入水平國家的進口對就業(yè)增長產生了顯著的抑制效果，而低收入水平國家的進口對就業(yè)的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國家顯著為負，這可能是因為當前中國尚處于全球價值鏈分工的中低端環(huán)節(jié)，而貿易伙伴中基于中高收入水平國家的進口將會對國內市場產生顯著的替代效應，從而減少相對勞動需求、抑制就業(yè)增長。伴隨開放經濟條件下中國貿易伙伴分布范圍的擴大、對特定市場依賴程度的降低，同時更多“南南合作”的展開，必將對企業(yè)國際市場開拓和經營水平的提升產生重要影響。最后，列（4）為本文所進行的穩(wěn)健性檢驗。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數文獻的做法，基于關鍵變量替換的視角，進行回歸檢驗，結果發(fā)現所有指標的符號和顯著性均與初始結果保持了一致性，論證了本文實證分析的穩(wěn)健可靠。

五、結論與對策建議

本文在企業(yè)異質性理論框架下，深層分析了進口貿易對企業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現參與進口貿易對企業(yè)的就業(yè)增長產生了顯著的促進效應，且伴隨著企業(yè)進口產品種類與市場的多元化，這種促進效應仍顯著存在。同時，相較于不參與貿易的企業(yè)，進口企業(yè)的一系列績效狀況也對就業(yè)產生了顯著影響，而參與進口的同時兼有出口行為也能夠推動企業(yè)就業(yè)的增長。而基于貿易伙伴國的拓展指出，從中高收入水平國家進口的替代效應對于企業(yè)就業(yè)產生了一定的抑制效應，而從低收入國家的進口強度的大小對企業(yè)就業(yè)的影響并不明顯。

綜上所述，基于雙向固定效應模型的經驗分析具有重要的理論與現實意義，同時也為宏觀貿易政策的制定與調整指出了方向。一方面，“穩(wěn)出口、促進口”政策的實施，顯然為促進企業(yè)參與進口貿易、充分發(fā)揮進口對于就業(yè)和經濟增長的貢獻打開了一扇門，從穩(wěn)定就業(yè)的角度來看，把握進出口貿易的平衡點仍會是未來中長期政策調整的方向和重點所在。另一方面，本文有關于企業(yè)結構、企業(yè)年齡、企業(yè)參與進口貿易對就業(yè)的差異化影響，也為企業(yè)未來的發(fā)展提供了可供參考的借鑒，有助于企業(yè)自身的創(chuàng)新水平和管理能力的提升、管理機制的完善，同時也為企業(yè)實現穩(wěn)定持續(xù)經營提供了思路。與此同時，對于企業(yè)在進口貿易活動中進口產品種類、貿易伙伴數以及如何選擇貿易伙伴等問題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業(yè)更應重視貿易結構的調整與優(yōu)化。

參考文獻：

[1] 盛 斌，馬 濤.中間產品貿易對中國勞動力需求變化的影響：基于工業(yè)部門動態(tài)面板數據的分析[J].世界經濟，2008（3）：12-20.

[2] 喻美辭.工業(yè)品貿易對中國工業(yè)行業(yè)人口就業(yè)的影響――基于34個工業(yè)行業(yè)面板數據的實證分析[J].中國人口科學，2008（4）：22-29.

[3] 戴 覓，徐建煒，施炳展.人民幣匯率沖擊與制造業(yè)就業(yè)――來自企業(yè)數據的經驗證據[J].管理世界，2013（11）：14-27.

第2篇：進口貿易數據范文

1．變量和數據的選取影響進口貿易主要有以下因素（表1）：①人均GDP。該因素與人口有高度相關性，而且有的文獻檢驗結果并不是非常理想，其實對于安徽省來說，進口貿易如果只是發(fā)生在特定產業(yè)，那么計算經濟規(guī)模時引入人口是不合理的，但是安徽省作為一個省份，單純僅用GDP同其他國家比較更是不現實的，所以本文依舊選取人均GDP作為指標。②消費。以2011年為例，安徽省進口食品及主要供食用的活動物和飲料及煙類總額27755萬美元，占總進口的1．94％，該數據說明兩個問題：安徽省進口貿易不是以消費為主，消費可能不是進口的動力因素；進口既然不是用于廣大的消費，那么可能用于生產領域。③雙邊貿易成本。貿易成本分為銷售成本、技術成本、關稅成本，在實物貿易的方式下，貿易不可能達到沒有成本，此外以往的研究并沒有考慮多邊阻力的影響，引入雙邊貿易成本，可以彌補這一計量缺憾。④出口貿易。安徽省作為發(fā)展中地區(qū)，進口原材料用于工業(yè)生產，最終為了出口。外商直接投資在理論上與進口貿易有間接影響，因為外商直接投資是按支出法核算國民經濟的指標，在這里假設外商直接投資最終會以目標國進口的方式來收回資金。⑤匯率。本幣對外幣匯率降低，本幣升值，不利于進口。⑥本地區(qū)的開放程度。理論上本地區(qū)越開放，進口額越大。本文的數據來源于2002—2012年安徽省統(tǒng)計數據，其中人均GDP采用GDP平價指數進行調整，進口來源國的人均GDP、各年的進口額、出口額來源于國際貨幣基金組織（IMF）的WorldEconomicOutlookDatabases（WEO）和中文版的世界銀行網站，其中世界銀行的“經濟政策與外債”指標有各國經過購買力平價指數處理過的人均GDP。為了防止虛擬變量陷阱，對距離無量綱化處理，即用GDP數據對距離進行非線性處理，避免多重共線性。在選擇出口、進口名義數據時，為了剔除匯率和價格波動的影響，采用GDP平減指數對名義數據進行處理得到實際數據。選擇進口來源包括印度尼西亞、馬來西亞、印度、日本、韓國、南非、德國、俄羅斯、巴西、智利、秘魯、加拿大、美國、澳大利亞和中國香港15個國家和地區(qū)，這些國家和地區(qū)的進口額占到安徽省總進口額的81％以上，超過75％。計算得到各國家及地區(qū)雙邊貿易成本，前文闡述可貿易份額取值不影響雙邊貿易成本的測算，而且安徽省是生產大省，進口的貨物多是實物而非服務，所以S取0．8是合適的。2．建立模型安徽省是一個工業(yè)發(fā)展處于起步階段的省份，有許多不確定的影響因素，比如資源的浪費和低效率、政府政策影響、區(qū)位因素等都可能成為制約對外貿易的隱形成本，而且這些成本難以估量。隨機模型可以很好地解決這類問題。為了數據處理方便，線性化引力模型的基本形式：lnMij，t＝lnF（βXij，t）＋ε（1）式中，ε是隨機測量誤差或者隨機性因素，服從標準正態(tài)分布；Mij，t代表t年一國對另一國進口貿易總額；Xij，t代表t年貿易引力模型的參數設定，此為k×1階向量。引入上述分析的影響因素，最終模型設定為：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnEXij，t＋β4lnCij，t＋β5lnDij，t＋β6lnFi，t＋β7lnht＋β8lndt＋ε（2）式中，Yi，t為t年安徽省和各個貿易伙伴人均GDP；EXij，t為t年出口；Cij，t為t年雙邊貿易成本；Dij，t為t年距離；Fi，t為t年外商直接投資；ht為t年的匯率；dt為t年的對外依存度，β0是與自變量無關的影響量，β1，β2，…β8為系數。

二、計量分析

采用eviews7．2中的pool模版處理隨機效應模型，具體結果如下：1．模型分析通過序列圖分析，單位根檢驗應該包含截距項和趨勢項，通過level檢測，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過LLC以及IPS檢驗，進一步進行一階差分檢驗，結果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒有通過單位根檢驗，因為此模型已經取對數做線性化處理，故不通過檢驗的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過IPS檢驗，同樣使用一階差分檢驗，變量通過單位根檢驗。根據上述檢驗結果，變量之間為同階單整關系，接下來進行變量的協整檢驗，建立的模型形式為：有常數項和時間趨勢，變量滯后階數為1。協整檢驗的零假設為不存在協整關系。本文采用Pedrom檢驗、Kao檢驗、Johansen檢驗三種方法，對面板數據之間的協整關系進行檢驗。除了Panelv－Statistic統(tǒng)計量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過檢驗外，其余變量p值都接近于0。同時Granger檢驗中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎上對面板數據進行計量分析，通過Hausman檢驗，得到p值為1．000，接受原假設，建立隨機效應模型。2．回歸結果解釋在回歸結果中，lnYj的系數為負，說明進口來源國家與地區(qū)經濟越發(fā)達，越不會向安徽省出口。Lnh系數結果不顯著，說明匯率對安徽省進口貿易影響甚微，因為安徽省與一些國家與地區(qū)有長期的合作關系，重點進口這類國家的可貿易物品，不開放的對外貿易環(huán)境使一部分國家不會向安徽出口；其次，安徽省的對外貿易受到政府調控的影響嚴重，進口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進口物品用于消費不足2％的事實；最后，安徽省是內陸省份，運輸不便，構成對進口貿易的限制。雙邊貿易成本LnC結果顯著，而且符號為負，說明雙邊貿易成本成為制約安徽對外貿易發(fā)展的主要因素，安徽通往港口的運輸成本決定了貿易的數量和質量，這是一種隱形消耗，眾多的學者把這種成本看作價格的內生函數，如今把它們兩者區(qū)分開，成為下一階段研究的重點。

三、結論

第3篇：進口貿易數據范文

由2007年4月美國次級貸款危機引發(fā)的國際金融危機于2008年9月雷曼兄弟的破產正式拉開帷幕，此后洶涌的危機浪潮迅速蔓延全球，中國也受到了難以抵御的沖擊。危機爆發(fā)后，中國的經濟增長速度放慢，失業(yè)率上升，原本不足的國內需求再度萎縮，進口貿易持續(xù)下降。進口貿易的變化在一定程度上體現出一國經濟的高漲與低落。影響中國進口貿易的因素除了匯率及人均GDP等主要因素外，消費者的心理變化也不容忽視。隨著國際金融危機的爆發(fā)與繼續(xù)，中國市場處于一片低迷，人們對于中國經濟未來走勢的信心不斷下降，在一定程度上影響了我國進口貿易市場的發(fā)展。本文通過構建實證模型，選取和處理2007—2010年相關月度數據，深入研究國際金融危機期間心理恐慌對我國進口貿易的實質影響。

二、研究綜述

國內外對于進口貿易及影響其因素的研究一直較為關注。早在1990年進口問題課題組就對改革開放十年來進口貿易的發(fā)展做了研究，發(fā)現在我國經濟發(fā)展速度過快以及消費的膨脹的刺激下，進口貿易呈螺旋式的增長態(tài)勢。魏巍賢(1999)分析了影響我國進口需求的宏觀經濟因素，指出影響總進口的因素不僅包括總消費支出，還包括總投資支出以及總出口支出，并建立了中國進口需求短期行為的誤差修正模型來證實他的觀點。韓德光(2001)卻認為影響中國對外貿易進口額的主要因素是國民收入和匯率，并通過實證說明國民收入對進口額的影響較大，匯率對進口額的影響則相對較弱。邵軍和徐康寧(2006)使用協整分析方法研究了改革開放以來中國進口貿易與其決定因素之間的長期關系和需求彈性，認為無論是長期還是短期，中國的進口需求價格彈性較小，收入彈性較大，而這一現象主要與中國的進口需求結構有關。同年，李雙杰和劉偉(2006)針對貿易政策變化對我國進口汽車市場的影響做了實證分析，發(fā)現由于進口汽車價格結構的復雜性，關稅降低對進口汽車市場的直接影響并不大，而是通過人們的消費預期來間接影響市場。呂劍(2007)在研究外部沖擊對我國進口貿易影響的實證分析時發(fā)現，我國進口與國際石油價格、國際游資數量呈負相關，而與人民幣實際有效匯率、外國通貨膨脹率水平和外國出口能力呈正相關。一般的貿易理論認為，本幣升值后有利于降低進口商品成本，短期內產生進口替代效應，有助于減少貿易順差。徐揚輝(2008)的研究卻表明現實與理論相背離，并認為出現這種現象的原因主要在于我國加工貿易所占比重過大。林遠(2009)也做了關于人民幣實際有效匯率對我國貿易進口影響的實證研究，發(fā)現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少我國的進口額，并且通過影響出口的方式間接影響進口，而我國的加工貿易進口卻基本不受人民幣匯率波動的影響。

Robert和Clinton(1994)測量了美國進口價格對于新產品的多樣性以及新的外國供應商的可能偏好，并發(fā)現美國進口總需求的收入彈性變小。Abdelhak(1997)利用結構性進口需求方程對很多國家分別做了估計，發(fā)現計量經濟學理論在小樣本情況下對于不同的評估對象沒有任何幫助。因此他根據蒙特卡洛方法對小樣本的性質分別做了OLS和FM兩種評估，結果表明，無論是短期彈性還是長期彈性，FM評估結果都明顯強于OLS的評估結果。M．Shahe和Forhad(2001)認為不同國家的進口需求所對應的模型并不相同。他們在有限外匯管制的條件下針對斯里蘭卡的長期進口需求建立了包括進口國收入和進口商品價格兩個變量的結構計量經濟方程，實證結果表明較以往的研究結果更為顯著。Margarita和Thomas(2006)建立了垂直差異產品的貿易模型，發(fā)現收入不平等甚至是類似的變量都會影響進口需求。在利用約翰森程序對1948—1996年美國經濟數據對收入不平等的變化對進口需求影響進行檢驗后，認為進口需求與收入及相對價格并不存在長期關系。M．Shahe和Forhad(2007)對他們在2001年所作的總進口模型進一步做了修正，并對印度和斯里蘭卡的進口數據做了實證檢驗。Antonis等(2008)對收入不平等影響進口需求的問題做了更深入的研究，并根據1980—1997年的相關數據對36個發(fā)達和發(fā)展中國家分別做了檢驗，得到了非常顯著的結果。國內外學者對各國進口貿易的研究取得了一定的成果，但是對國際金融危機下進口貿易所受影響的研究較少，關于心理因素對進口貿易影響的探討更是寥寥無幾。本文在借鑒國內外相關文獻的基礎上，分析當前國際金融危機期間心里恐慌對我國進口貿易的影響，力求對我國未來經濟政策有所貢獻。

三、模型構建及樣本說明

(一)模型的構建

自國際金融危機爆發(fā)以來，世界各國經濟增長放慢、失業(yè)人數上升、股市走向蕭條，這些無疑使得消費者對未來經濟形勢的信心下降，導致消費減少，從而影響到進口貿易總額。因此，影響一國進口貿易總額的因素，除了匯率和人均國內生產總值之外，還應該包括消費者的心理變化。由于國際金融危機對消費者造成的心理影響主要表現在消費者對當前經濟形勢的感受及未來經濟前景預期上，因此，本文選擇消費者信心指數①來度量國際金融危機對消費者造成的心理影響?；谶@樣的邏輯思考，本文構建了實證模型的基本形式如下:It=F(GPCt，Et，CCIt)(1)式(1)中，It(Import)表示第t期我國進口貿易總額;GPCt(GrossDomesticProductpercapita)表示第t期我國人均國內生產總值;Et''''表示第t期人民幣匯率;CCIt(ConsumerConfidenceIndex)表示第t期我國消費者信心指數。為準確反映我國與各進口對象國(地區(qū))貨幣的雙邊匯率在人民幣匯率水平決定中的權重，本文以人民幣實際有效匯率指數BEERt(RealEffec-tiveExchangeRate)作為(1)式中的匯率Et的替代變量。同時，為更深入的研究人均國內生產總值對我國進口貿易總額的影響，本文將(1)式中的GPCt修正為人均國內生產總值增長率RGPCt(GrowthRateofGrossDomesticProductpercapi-ta)。在參考Feenstra，Gagnon和Knetter(1996)、Yang(1998)以及Alicia和Tuuli(2007)研究模型的基礎上，本文建立的實證模型如式(2)①:D［log(It)］=α0+α1D(RGPCt)+α2D［log(REERt)］+α3D［log(CCIt)］+δt(2)

(二)樣本的選取及描述

為了能夠充分反映各變量在國際金融危機下對我國進口貿易總額的沖擊，本文選擇的樣本數據均為月度數據。由于國際金融危機起源于2007年4月爆發(fā)的美國次級貸款危機，同時考慮到數據的可得性，本文將樣本期確定為2007年4月至2010年6月。

1．我國月度進口貿易總額

我國月度進口貿易總額數據來源于中華人民共和國商務部網站②，由于所得數據均以億美元為單位，為統(tǒng)一起見，本文根據國家外匯管理局網站③公布的人民幣與美元兌換率將我國月度進口貿易總額數據的單位均轉換為億元。根據所得數據，我國月度進口貿易總額在2008年9月國際金融危機爆發(fā)之后開始急速下降，2009年1月竟跌至3513億元。隨著2009年上半年全球經濟的逐漸回暖，我國月度進口貿易總額終于開始有所回升。

2．我國月度人均GDP增長率

我國的GDP數據來自于中華人民共和國國家統(tǒng)計局④。由于GDP數據均為季度數據，本文利用Eviews統(tǒng)計軟件中二次函數的插值方法將其轉換為月度數據。另外，計算人均GDP所需的我國人口數據來自于國家統(tǒng)計局的“2008年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報”。根據所得數據，2007年4月開始我國人均GDP增長率明顯下降，2007年7月竟跌至負值。2008年9月國際金融危機爆發(fā)后，我國人均GDP增長率更是暴跌不止，直至2009年4月才開始轉為正值。這就說明，國際金融危機對我國人均GDP增長率造成的巨大沖擊正在逐漸轉緩。

3．月度人民幣實際有效匯率指數

月度人民幣實際有效匯率指數⑤數據來源于國際清算銀行網站⑥。根據所得數據，自2007年4月美國次級貸款危機爆發(fā)以來，月度人民幣實際有效匯率指數整體呈上升態(tài)勢，特別是2008年7月至11月期間上升幅度明顯增加。自2008年11月開始美元開始對歐元和日元等主要貨幣貶值，使得人民幣升值壓力有所減輕。雖然2009年2月人民幣實際有效匯率指數再次步入新高，但此后便開始穩(wěn)步回落。

4．我國月度消費者信心指數

我國月度消費者信心指數來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網站。根據所得數據，自2007年4月美國次級貸款危機以來，我國消費者信心指數整體呈跌勢。2007年12月開始不斷下降，尤其自2008年9月國際金融危機正式爆發(fā)后，消費者對未來經濟形勢的預期陷入一片低迷，我國消費者信心指數急速下跌。在經濟即將回暖之初即2009年3月，我國消費者信心指數終于開始有所回升，這就意味著我國消費者對國際金融危機的心理恐慌逐漸緩解，并對經濟前景的預期有所改觀。

四、實證分析

對本文所建模型中各變量樣本數據的描述表明:國際金融危機爆發(fā)后，我國進口貿易總額、人均GDP增長率、消費者信心指數等都受到了極大的影響，人民幣實際有效匯率指數也因美元的貶值出現不穩(wěn)定的態(tài)勢。然而，國際金融危機對我國進口貿易總額的一部分沖擊是否通過消費者的心理因素傳導，消費者的心理恐慌是否對我國進口貿易總額存在實質的影響，這就需要對本文所建模型做進一步的實證檢驗。

1．平穩(wěn)性檢驗

根據統(tǒng)計學基本原理，實證研究所需的時間序列必須為平穩(wěn)序列，否則會使結果無法反映自變量與因變量之間的真實關系，即產生偽回歸問題。本文所采用的樣本均為時間序列數據，為防止偽回歸，本文采用單位根檢驗法①對所選取變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。由表1可知，變量D［log(It)］、D(RGPCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］都通過了單位根檢驗，說明這四個時間序均為平穩(wěn)序列。

2．格蘭杰因果檢驗

樣本序列的平穩(wěn)性雖然得到了驗證，但是模型中所設自變量是否為因變量變化的原因仍需進一步判斷，也就是要確定解釋變量D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］的變化是否能夠引起被解釋變量D［log(It)］的變化，分別做格蘭杰因果檢驗，結果如表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平上，D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］均為D［log(It)］變化的Granger原因。

3．實證結果及分析

選取和處理2007年至2009年的相關月度數據，對本文所建立的實證方程式(2)進行參數估計和檢驗，其結果如表3所示。

對于式(2)回歸得到結果所做的D．W．自相關性及異方差性檢驗均表明，本文所構建的實證模型是合理的。同時回歸方程調整后的R2值達到0．62，且完全通過了F檢驗，說明本文所建的回歸方程擬合優(yōu)度非常好。從各參數估計值的檢驗值來看，本文所建回歸方程中各變量系數以及常數項的估計值顯著性都非常高，達到1%的水平。表3中各變量系數的估計值表明:我國月度人均GDP增長率的變化、我國月度消費者信心指數增長率的變化均與我國月度進口貿易總額增長率的變化正相關。這就意味著在國際金融危機的背景下，我國月度人均GDP增長率下跌即我國月度人均GDP增長速度的放慢，會使得我國月度進口貿易總額增長率的下降;我國月度消費者信心指數增長率的下跌即我國消費者對當前及未來經濟形勢的月度預期變差，從而降低消費欲望，引起我國月度進口貿易總額增長率的減少。同時，表3還顯示月度人民幣實際有效匯率指數的上升與我國月度進口貿易總額增長率負相關。根據傳統(tǒng)經濟學理論，本國貨幣的升值意味著本國從外國進口商品價格的相對降低，從而促進了本國進口貿易總額增加，而本文所得到的結論恰與傳統(tǒng)的經濟學理論相反。原因有三:第一，本文所討論的樣本期處于國際金融危機的特殊環(huán)境下，國際金融危機給我國消費者造成了一定的心理恐慌，使得消費者的消費欲望大大減少，從而影響到我國進口貿易總額。無論是進口商還是普通消費者都對未來經濟形勢存在疑慮。第二，在美國次貸危機爆發(fā)之前人民幣匯率走勢仍較為平緩，而2007年4月之后人民幣則不斷呈現出升值態(tài)勢，在2008年9月國際金融危機正式引燃之后，人民幣匯率再度步入新高，這一切都增加了進口商及普通消費者的惶恐與不安。第三，我國消費者始終處于二元結構，即低收入人群和高收入人群。高收入人群對于進口商品中的高價物品消費較多，而高收入人群對于匯率及經濟環(huán)境敏感性較高，國際金融危機的爆發(fā)使得高價進口物品消費減少，從而引起我國進口總額下降。因此，雖然人民幣升值在一定程度上降低了進口商品的價格，但是在國際金融危機的背景下，人民幣升值并沒有使得進口商及普通消費者購買更多的進口商品，反而使得進口商及普通消費者恐慌心理加重，從而保持觀望態(tài)度，甚至減少進口商品的購買，于是我國進口貿易總額在人民幣升值的情況下反而減少。從表3各參數估計值大小來看，α3的估計值較大為5.693153，這就表明，我國月度消費者信心指數增長率對我國月度進口貿易總額增長率的影響非常明顯，即我國消費者對當前經濟形勢的感受和對未來經濟前景的預期顯著引起我國進口貿易總額的變化。系數α1的估計值為0.478729，與α3的估計值相比較小，說明我國人均GDP增長率的變化對我國進口貿易總額增長率的影響相對較小。系數α2估計值的絕對值較其它系數而言非常小，僅為－1.617922，但其顯著性水平也達到1%。這表明在國際金融危機背景下，雖然人民幣的不斷升值使得我國進口貿易總額減少，但是相對于其他因素來說這種反常的影響較弱且短暫，我國消費者的信心會隨著全球經濟的回暖而逐漸增強，人民幣實際有效匯率指數對我國進口貿易總額的影響終會回歸正常的軌道。五、結論及政策建議本文對2007年4月至2010年6月期間的樣本數據做了實證分析，并在實證結果顯著的情況下得到了以下結論:在國際金融危機期間，我國人均GDP增長率的下降及我國消費者的心理恐慌都嚴重影響了我國進口貿易，引起我國進口貿易總額的減少。同時，在國際金融危機這樣的特殊時期，人民幣匯率的不斷升值反而對我國進口貿易產生了負面影響，即使得我國進口貿易總額下降。這些結果均表明，國際金融危機不僅對全球各經濟體造成了劇烈的沖擊，還使得人們的心理產生極度的恐慌，于是，消費者減少了消費欲望，進口商減少了貿易往來，從而導致我國進口貿易總額的下跌。我國進口貿易總額的增加和減少，在一定程度上表現出我國經濟形勢的強盛與衰弱。同時，部分進口商品是為了出口商品服務，進口總額的減少會使得我國出口總額的下跌，進而影響到我國貿易總額。因此，本文的主要政策建議是:

1．積極加強宣傳。國際金融危機對人們心理造成的恐慌造成了消費的減少和貿易的萎縮?？只诺男睦聿荒芗纯滔?，源于消費者對當前及未來經濟形勢的態(tài)度。我國采取的各項政策以及取得的效果都可以通過各種途徑多方宣傳，盡可能的減輕消費者的心理負擔，以期改變我國消費者對未來經濟形勢的預期，逐漸恢復對我國經濟的信心。

第4篇：進口貿易數據范文

關鍵詞:服務貿易;服務業(yè);經濟增長;面板協整

中圖分類號:F740.22文獻標識碼: A文章編號:1003-4161(2009)04-0070-04

1.引言

國際貿易中長期以來都是貨物貿易占據主導地位,但從1980年起國際服務貿易開始呈現出比國際貨物貿易更強勁的發(fā)展勢頭,服務貿易發(fā)展非常迅速,并越來越成為大國競爭的焦點。據世界貿易組織(WTO)的統(tǒng)計,國際服務貿易總額從1980年的7 674億美元擴大到2007年的63 163億美元,占世界貿易總額的份額也從15.7%上升至18.3%。在國際服務市場上發(fā)達國家仍然是服務貿易的主體,并呈現以歐美國家為主體的發(fā)展格局。數據顯示,2007美國服務貿易總額約為7 900億美元,其中出口額和進口額分別約為4 540億美元和3 360億美元,位居世界首位,而英國和德國分別排名世界第二和第三。

國際服務貿易的迅速發(fā)展是世界產業(yè)結構調整背景下的產物,主要發(fā)達國家的經濟重心已經轉向服務業(yè),產業(yè)結構呈現由“工業(yè)經濟”向“服務經濟”轉型趨勢。目前,全球服務業(yè)增加值占國內生產總值比值達到60%以上,主要發(fā)達國家達到70%以上。從研究文獻來看,服務貿易與服務業(yè)發(fā)展和經濟增長之間的關系引起國內外學者的廣泛關注。Alan V. Deardorff(2001)認為服務貿易會刺激服務業(yè)的發(fā)展,服務貿易提供的運輸、保險、金融等服務不但有助于服務業(yè)的發(fā)展,還會間接推動經濟增長。Ramkishen(2002)利用中國、印度尼西亞、韓國、馬來西亞和泰國五個亞洲國家服務貿易相關數據建立模型,認為服務業(yè)市場的開放,有助于經濟結構調整,并促進經濟增長。劉紹堅(2005)認為跨國公司服務業(yè)國際轉移是服務貿易發(fā)展的內在動力。陳凱(2006)論證了經濟全球化和廣泛的國際分工使得各國通過日趨廣泛的國際服務貿易實現國際范圍內的產業(yè)、產品協調。耿乃凡(2007)在對江蘇省服務業(yè)和國際服務貿易發(fā)展現狀分析的基礎上,提出江蘇省發(fā)展服務業(yè)和國際服務貿易的對策措施。楊玲(2008)引用投入產出表進行了中國生產者服務業(yè)對國際服務貿易貢獻度的理論與實證研究。

筆者主要利用OECD主要的八個國家服務貿易的進口總額、服務貿易的出口總額與服務業(yè)的增加值總額和GDP總值,采用面板單位根檢驗、面板協整等以面板數據模型為基礎的分析方法,考察服務貿易服務業(yè)發(fā)展和經濟增長的影響。

2.數據和面板協整方法說明

2.1 數據來源

基于數據的可得性和本文研究的目的,筆者選取OECD主要8個國家1980-2004年期間的數據為樣本,這8個國家分別為美國、加拿大、英國、法國、意大利、日本、澳大利亞、西班牙,此處因德國在1990年東西德合并,之前年份數據缺失故不作為樣本國家。數據主要來源于WTO國際貿易統(tǒng)計數據庫、世界銀行(WB)數據庫和國際統(tǒng)計年鑒歷年數據。在變量選取上,主要選取OECD的8個國家每年的服務業(yè)增加值(SEV)、服務貿易出口總額(EX)、服務貿易進口總額(IM)。為消除數據之間的異方差性,數據經過取自然對數處理相應變量取為LNSEV、LNEX、LNIM。

2.2 單位根檢驗

由于宏觀數據常受到數據非平穩(wěn)的影響,傳統(tǒng)面板模型會產生“偽回歸”,因此首先采用面板單位根檢驗方法對截面變量LNSEV、LNEX、LNIM進行平穩(wěn)性檢驗。面板單位根檢驗方法分為同質單位根檢驗法與異質單位根檢驗法兩大類,同質單位根檢驗法分別有LLC(Levin, Lin, and Chu)檢驗法、Breitung檢驗法和Hadri檢驗法;異質單位根檢驗法分別有IPS(Im, Pesaran, and Shin)檢驗法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法。根據本文模型變量選取的異質性特點,選用IPS檢驗方法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法三種方法實現異質性面板模型的單位根檢驗。

2.3 異質面板協整檢驗

在時間序列分析中,Engle-Granger協整檢驗是基于殘差檢驗實現的,如果變量之間存在協整關系,則殘差就為I(0)過程,如果變量之間不存在協整關系,則殘差就為I(1)過程。Pedroni和Kao將Engle-Granger的框架擴展到了面板數據領域,Pedroni提出了一系列允許不同截面之間存在不同個體效應和趨勢的協整檢驗。由(1)式為例,考慮如下回歸形式:

LNSEVit=αi+χit+θt+βLNEXit+γLNIMit+εit

i=1,2,……9;t=1,2,……15;

參數αi和χi表示截面?zhèn)€體的確定效應和趨勢效應。該檢驗的零假設為不存在協整,則在零假設下殘差項εit應為I(1)過程,即ρi=1。并通過進行輔助回歸來判斷殘差項是否是I(1)過程:

εit=ρiεit-1+uit

或 εit=ρiεit-1+Σρij=1itεit-j +vit

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;

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

LNSEVit=αi+βLNEXit+γLNIMit+εit

LNSEVit=LNSEXit-1+uit

LNEXit=LNEXit-1+vit

LNIMit=LNIMit-1+rit

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;然后同Pedroni檢驗一樣進行輔助回歸,判斷殘差項εit是否是I(1)。

3.服務貿易對服務業(yè)影響的實證結果

3.1 面板協整方程

面板數據(Panel Data)能夠同時反映變量在截面和時間二維空間上的變化規(guī)律和特征,具有純時間序列數據和純截面數據所不可比擬的優(yōu)點。但如果發(fā)現面板數據集中的變量存在單位根,常規(guī)的OLS計量方法就可能失效,為了檢驗這八個國家服務貿易進口總額、服務貿易出口總額與服務業(yè)增加值三個非平穩(wěn)變量之間是否存在協整關系,就需要進行面板協整檢驗。構造異質面板數據模型步驟如下:首先用模型1來分析服務業(yè)增長與服務貿易出口、服務貿易進口之間是否存在面板協整關系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務貿易對于經濟服務化的影響。然后分別用模型2和模型3來分別檢驗服務業(yè)增長與服務貿易出口,服務業(yè)增長與服務貿易出口的關系。各個模型的具體設定如下:

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

Model 2: LNSEVit=αi+θt+βLNEXit+εit

Model 3:LNSEVit=αi+θt+γLNIMit+εit

其中 i=1,2,……9;t=1,2,……15

模型中αi為常數項,θt為趨勢項,β度量了服務貿易出口總額對服務業(yè)發(fā)展的影響,γ度量了服務貿易進口總額對服務業(yè)發(fā)展的影響。

3.2 單位根檢驗結果

表1 面板單位根檢驗結果

檢驗方法變量

水平值一階差分

檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNSEV1.664780.9520-4.903980.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNSEV18.24980.309551.38050.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNSEV19.45330.245951.26540.0000

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

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

3.3 面板協整檢驗結果

利用Pedroni和Kao提出的方法對三個模型分別進行面板協整檢驗,表2結果顯示模型1、模型2和模型3分別以1%、5%和10%的水平顯著性,有力地證明了不存在面板協整的原假設不成立,即支持OECD八國的服務貿易的出口總額、服務貿易的進口總額與服務業(yè)增加值之間存在面板協整關系,說明服務貿易發(fā)展與經濟結構服務化存在著長期均衡關系,以下將對它們之間的長期關系作進一步的估計。

表2 面板協整檢驗結果

方法及統(tǒng)計量模型1模型2模型3

Pedroni檢驗panel adf-statgroup adf-stat-2.435366**-2.073477**

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

Kao檢驗 ADF-4.269338***-3.880573***-4.046338***

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

3.4 面板協整方程的FMOLS和DOLS估計

首先看FMOLS估計結果,模型1在不含時間效應時服務貿易出口總額的系數不顯著,在考慮時間效應時,參數估計量在5%水平都顯著,β和γ的估計值分別為負數和正數;模型2在不含時間效應時參數估計5%水平顯著,且β為正數;模型3兩種情況下參數估計都顯著,但考慮時間效應時,估計值明顯減小。由模型2和模型3可知,服務貿易進口和出口對服務業(yè)的發(fā)展具有較強的正個體效應,說明服務貿易的發(fā)展對各個國家經濟服務化有較強的推動作用。因為FMOLS估計結果在兩種不同情況下顯著性不同,我們還不能準確地判斷服務貿易出口總額對于服務業(yè)發(fā)展的時間效應,以及服務貿易出口與進口對經濟服務化影響的差異性,我們再借助基于含有和未含有時間效應的DOLS估計方法來分析。從DOLS估計結果看,模型1在含有時間效應時參數估計量都顯著,β和γ的估計值分別為負數和正數,此與FMOLS結果相一致。模型2和模型3在兩種情況下估計量都顯著,通過比較可知服務貿易進口的系數相對較大,特別是考慮時間效應時服務貿易進口估計值的系數比出口大近一倍。同時,在模型1中考慮時間效應的情況下,服務貿易出口的系數為負,說明模型結果具有一致性。

以上估計結果,與經濟發(fā)展現實的觀察是一致的,20世紀80年代以后本文研究的OECD八國服務貿易基本都處于世界服務貿易排名的前列,其強有力的服務貿易地位極大地促進了服務產業(yè)的發(fā)展,推動國家由工業(yè)經濟向服務經濟過渡。通過對估計結果的分析,我們還可以得到:①服務貿易對服務業(yè)具有極大的推動效應,但從時間趨勢來看,這種推動效應在減弱,這可能與大多數發(fā)達國家已經進入服務經濟形態(tài)有關。②數據服務貿易中進口與出口相比較,前者對服務業(yè)發(fā)展具有更強的正向推動效應,特別是考慮時間趨勢時,服務貿易進口對經濟服務化的影響更加深遠。我們在討論服務貿易問題時,一般多將研究的焦點放在服務貿易的出口上,而較少關注服務貿易的進口問題,本文的結果顯示了后者的研究價值。

表3 面板協整的FMOLS和DOLS估計

模型1模型2模型3

參數個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間

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

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

R2FM0.94230.96650.90660.94330.93970.9650

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

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

R2DOLC0.94370.96760.90780.94400.94070.9657

注:括弧中數值為對應參數的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。

4.服務貿易對經濟增長影響的實證結果

4.1 面板協整方程

模型4檢驗服務業(yè)增長與服務貿易出口、服務貿易進口之間是否存在面板協整關系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務貿易對于GDP總量的影響。然后分別用模型5和模型6來分別檢驗GDP增長與服務貿易出口,GDP增長與服務貿易出口的關系。各個模型的具體設定如下:

Model 4:

LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+γLNIMit+εit(1)

Model 5:

LNGDPit=α1+θ1+βLNEXit+εit(2)

Model 6:

LNGDPit=α1+θ1+γLNIMit+εit(3)

其中i=1,2,……9;t= 1,2,……15

模型中α1為常數項,θ1為趨勢項,β度量了國際服務貿易出口總額對GDP總量的影響,γ度量了服務貿易進口總額對GDP總量的影響。

4.2 單位根檢驗結果

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

表4 面板單位根檢驗結果

檢驗方法變量水平值一階差分

檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNGDP 2.87357 0.9980-4.960750.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNGDP 7.24715 0.968252.90590.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNGDP 4.807480.996653.16220.0000

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

4.3 面板協整檢驗結果

結果顯示模型4、模型5和模型6分別以1%、5%和10%的水平顯著性(見表5),說明面板協整的原假設成立,說明國際服務貿易發(fā)展推動了經濟增長,兩者存在著長期均衡關系,以下將對它們之間的長期關系作進一步的估計。

表5 面板協整檢驗結果

方法及統(tǒng)計量模型4模型5模型6

Pedroni檢驗

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

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

Kao檢驗

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

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

4.4 面板協整方程的FMOLS和DOLS估計

表6 面板協整的FMOLS和DOLS估計

模型4模型5模型6

參數個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間

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

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

R2FM0.91280.96550.91920.96820.86160.9546

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

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

R2DOLS0.92300.96900.92190.96840.86520.9569

注:括弧中數值為對應參數的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。FMOLS估計結果顯示,模型4中β的估計值為正和γ的估計值為負,且γ估計值顯著性不足,說明國際服務貿易中服務貿易出口相比較而言對經濟的增長具有更強的推動效應;由模型4和模型5中估計值結果都具有顯著性,說明國際服務貿易進出口對經濟增長具有較強的正的個體效應和時間效應,說明服務貿易的發(fā)展對各個國家經濟增長有較強的影響作用,并且長期來看服務貿易出口對經濟增長推動作用更明顯。從DOLS估計結果看,模型4、模型5、模型6估計值結果與FMOLS估計結果基本相似,模型結果具有一致性。

5. 小結

利用OECD八個國家1980―2004年的服務貿易出口總額、服務貿易進口總額、服務業(yè)增加值和GDP總量的數據,研究國際服務貿易對服務業(yè)和經濟增長的影響。首先,運用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗了數據的平穩(wěn)性,結果表明所有數據變量具有不平穩(wěn)性。再利用Pedroni和Kao提出的方法進行面板協整檢驗,證實了這八個國家服務貿易進口、服務貿易出口與服務業(yè)發(fā)展和經濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關系。FMOLS和DOLS協整估計結果比較分析表明,服務貿易出口和服務貿易進口對服務業(yè)和經濟增長都具有促進作用,從長期來看,服務貿易進口對于服務業(yè)具有顯著的推動效應,而服務貿易出口對于經濟增長具有更顯著的推動效應。

運用面板協整技術研究OECD國家服務貿易與服務業(yè)發(fā)展和經濟增長的關系是一項新嘗試,本研究有存在不足的地方,如消除匯率和價格變動對面板數據的影響,從而提高數據質量的問題,以及面板數據協整檢驗與估計方法的技術也有待于改進。

參考文獻:

[1]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].中國人民大學出版社,2008.

[2]Deardorff Alan V., Special Section: the New International Trade Agenda and the WTO[J]. Review of International Economics 9(2):233, 2001.

[3]Kao C. and Chiang M ., On the estimation and Inference of a co-integrated regression in panel data[J]. Advances of Econometrics, 15:7-51, 2000.

第5篇：進口貿易數據范文

【關鍵詞】自由貿易區(qū) 貿易效應 引力模型

一、引言

2002年11月，我國與東盟簽署《中國――東盟全面經濟合作框架協議》，自此中國與東盟正式開啟自貿區(qū)建設的進程。2004年起“早期收獲計劃”開始順利實施，有效促進了區(qū)域內農產品的貿易。而對于作為東盟成員國之一的新加坡來說，無論在經濟總量還是金融發(fā)展或是社會建設方面，新加坡在東盟十國中都處于領先的地位，且經濟持續(xù)增長。因此，中國與新加坡的貿易往來也必將越發(fā)緊密。

2008年10月，中國與新加坡簽訂自貿區(qū)協議，新加坡成為東盟成員國中第一個單獨與中國建立雙邊自由貿易區(qū)的國家。經過雙方的努力，2000――2015 年中國與新加坡之間進出口貿易總額呈遞增趨勢，雙邊貿易額從2000年的331.5億美元增加到2015年的795億美元。此外，比較進口和出口的數據可知，雖然中國對新加坡進口總額和出口總額整體上增長，但出口總額的增幅顯著高于進口總額，表明中國對新加坡進出口貿易順差進一步擴大的現象。

在進出口結構方面，莫瑤（2016）指出雙邊貿易以工業(yè)制成品為主，初級產成品比重較低。中國從新加坡進口的貨物中，初級產品的進口額出現負增長現象，而工業(yè)制成品的進口額大體保持著正增長趨勢，工業(yè)制成品總額不斷擴大。從中國對新加坡出口貨物結構來看，中國對新加坡出口的初級產品總額和工業(yè)制成品總額均呈增長趨勢，且工業(yè)制成品的出口額遠高于對初級產品的出口額。

中新自由貿易協定在中國――東盟自貿區(qū)的基礎上，進一步加快了雙邊減稅的進程，加強了兩國在貨物、服務貿易等領域的經貿合作關系。中新兩國雙邊自由貿易區(qū)的建立預示著中國與新加坡的經濟合作展開了新的局面。在中國與新加坡雙邊貿易規(guī)模迅猛增長的態(tài)勢下，中國和新加坡之間的貿易合作關系也發(fā)生顯著變化。分析中國――新加坡自由貿易區(qū)的建立對兩國貿易產生的影響，并探討成功的經驗，有利于為正在進行中的自由貿易區(qū)建設提供借鑒，為如何更好地運用自由貿易區(qū)的優(yōu)勢發(fā)展貿易提供建議，促進我國經濟的發(fā)展。

通過閱讀文獻可以發(fā)現，學者們對中國――東盟自由貿易區(qū)經濟效應的研究內容較為豐富，而針對運用引力模型來分析中國――新加坡自由貿易區(qū)經濟效應的研究則不夠全面。本文運用擴展的引力模型，分析中國――新加坡自由貿易區(qū)建立的貿易創(chuàng)造效應以及對比其貿易轉移效應對我國從東盟國家和從其他貿易伙伴的進口產生的影響。

二、文獻綜述

關于中國――新加坡自由貿易區(qū)的貿易效應國內已有一些研究成果。項義軍，厲佳佳（2014）指出中國――新加坡自貿區(qū)的建立，促使兩國之間的貿易規(guī)模不斷擴大，兩國根據自身優(yōu)勢重新分配生產要素，優(yōu)化資源配置。而隨著兩國貿易合作深化，貿易額也將會再達到高峰。此外，從長遠的角度來看中新貿易的合作，貿易創(chuàng)造效應會占據主導地位。于翱翔（2015）指出，中國與新加坡雙邊貿易額的增長會對中國國內生產總值產生積極影響，它們之間的均衡關系是長期且穩(wěn)定的。中國――新加坡自由貿易區(qū)成立后所帶來的兩國雙邊貿易的快速增長，將會刺激中國國內生產總值的提高。

關于基于引力模型的中國――新加坡自貿區(qū)貿易效應的研究：林琳，李懷琪（2015）從貿易創(chuàng)造效應和貿易轉移效應兩方面對中國――新加坡自貿區(qū)建立后的貿易效應進行實證檢驗。包含的變量有各國GDP、距離變量、兩個貿易區(qū)的時間虛擬變量，運用混合效應的引力模型，得出中國――新加坡自貿區(qū)的成立對非成員國的貿易轉移效應相對較小，中國――新加坡自貿區(qū)的貿易效應以貿易創(chuàng)造效應為主的結論。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的數據，比較了中國――新加坡自由貿易區(qū)的建立對中國向新加坡的出口額和中國從新加坡的進口額的影響。選取其他九個主要貿易伙伴進行對比分析，得出中國――新加坡自由貿易區(qū)的建立促進了中國同新加坡的進出口貿易，即存在貿易創(chuàng)造效應，而對中國出口新加坡的促進作用在減弱。因此，新加坡是建立自由貿易區(qū)的受益者。成利沙（2012）除傳統(tǒng)變量以外，還加入了利率、開放度水平、匯率、金融危C等變量，運用1995年第一季度至2011年第四季度的數據，得出中國與東盟自由貿易區(qū)以及中國與新加坡自由貿易區(qū)的建立促進了中新兩國的雙邊貿易，兩個自由貿易區(qū)所產生的貿易創(chuàng)造效應大于貿易轉移效應的結論。

通過閱讀文獻，本文發(fā)現已有研究的不足：1.數據大多用的2012年及以前的數據，需要數據更新；2. 沒有進行貿易轉移效應在不同區(qū)域的差別比較。本文在已有優(yōu)秀研究的基礎上，一方面更新了數據，另一方面對比了中國――新加坡自由貿易區(qū)對于東盟成員國與對其他主要貿易伙伴的貿易轉移效應，彌補了貿易轉移效應對比的分析，希望能為更好地發(fā)展自貿區(qū)提供政策建議。

三、理論模型

貿易引力模型是度量貿易流量和估算貿易潛力的重要方法，是國際貿易理論的重要組成部分。已經有許多研究運用引力模型來研究自由貿易區(qū)產生的貿易效應。貿易引力模型的理念最初來源于物理學領域著名的理論萬有引力定律，它是指任意兩物體之間的相互引力與質量成正比，與距離正反比。最早將引力模型運用到國際貿易領域的是Tinbergen和Poyhonen。陳雯（2002）指出在1962年的一次演講中，Tinbergen第一次提出要運用引力模型來研究雙邊貿易流量。而Poyhonen從1963年開始在德國用引力模型來解釋國家間貿易流量的問題，他們的研究有一個共同點，那就是研究的核心都是考察經濟規(guī)模和距離對世界貿易流向與貿易流量的影響。他們指出，兩國雙邊貿易量的規(guī)模與兩國的經濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。引力模型的基本形式如下：

Xij=GSi MjΦij

其中，Xij表示 i國到j國的出口價值，Mj表示j 國所有的特定因素，表征進口國的總需求，Si表示i國所有的特定因素，表征出口國總供給愿望。G表示與i和j無關的變量，例如世界自由化程度，Φij表示出口國i進入j國市場的難易程度，通常用兩國首都或經濟中心之間的距離或語言等變量來表示。

在研究中，通常將基本形式轉化為對數線性形式，如：

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

其中，Xij： i國對j國的出口值，Yk（k=ij）：k國的國民生產總值，Dij：i國與j國間的距離，Pij：區(qū)域經濟一體化形成的虛擬變量，εij：模型誤差。

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

本文用中國向貿易伙伴的出口額與進口額作為被解釋變量，中國與貿易伙伴的GDP、距離、人口乘積、中國――東盟自貿區(qū)時間虛擬變量、中國――新加坡自貿區(qū)時間虛擬變量作為解釋變量。根據經驗和經濟原理，中國的GDP規(guī)模對于中國的進口額有正向影響，貿易伙伴的GDP規(guī)模對中國的出口額有正向影響，兩國之間的距離對進出口額有負影響。人口乘積對于進口貿易額有兩方面的作用，一方面人口數量越大，總需求越大。兩一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘積對進口貿易額的作用方向不確定。而對于出口貿易額，匡增杰（2015）認為人口變量對出口貿易具有兩方面的作用：一方面，隨著人口增加，國內分工深化，產品總量增加，這將會增加國內產品的出口。另一方面，人口增加會導致國內產品需求增加，減少國內產品出口。中國――東盟自貿區(qū)、中國――新加坡自貿區(qū)建立的時間虛擬變量對于中國的貿易額預計有正的貿易創(chuàng)造效應和對其他國家負的貿易轉移效應。

四、經驗分析

（一）模型設定與檢驗

1、貿易創(chuàng)造效應

貿易創(chuàng)造效應是將貿易從低效率生產的本國生產者轉移至高效率生產的區(qū)域性貿易協定成員國。本文考察中國――新加坡自貿區(qū)的建立對中國與新加坡之間的貿易額的影響，分別從出口與進口兩個方面來考察。描述經濟總量的變量一般有GDP、人均GDP等，考慮到如果加入過多變量可能導致多重共線性，所以本文只包括了中國與新加坡的GDP來描述各自的總需求和總供給。由于只有一個國家，所以不包含距離變量。模型構建如下：

線性化的進口貿易引力模型：

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

t=2000，2001…..2015 α0，……α4 為系數，εt 為隨機誤差項。

線性化的出口貿易引力模型：

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

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數，μt 為隨機誤差項。

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

（1）平穩(wěn)性檢驗

（2）多重共線性檢驗

Variable | VIF 1/VIF

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

ddlCGDP | 2.32 0.431207

ddlGDP | 1.92 0.520615

ddlcpop_pop | 1.44 0.695301

P1 | 1.30 0.768397

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

Mean VIF | 1.74

VIF檢驗表示不存在多重共線性。

（3）序列相關檢驗

經過序列相關檢驗，當被解釋變量是ddlEX時，拒絕原假設，存在序列相關，需要修正序列相關；當解釋變量為dlIM時，不能拒絕原假設，不需修正序列相關。

2、對于東盟國家的貿易轉移效應和對于其他重要貿易伙伴的貿易轉移效應

貿易轉移是指在形成自由貿易區(qū)后，一國減少從生產成本較低的非成員國的進口，轉而向生產成本比較高的成員國進口。本文研究的是中國――新加坡自由貿易區(qū)的貿易轉移效應，所以考察的是中國――新加坡自由貿易區(qū)建立對中國從非成員國進口的影響，不涉及中國對非成員國出口的影響。根據此思路，在引力模型中，可以用虛擬變量P1來度量自由貿易區(qū)的建立對從非成員國進口所產生的影響，即貿易轉移效應。為了對比中國――新加坡自貿區(qū)的建立對于東盟成員的貿易轉移效應與對其他主要的貿易伙伴的貿易轉移效應是否存在差異，本文選取除新加坡以外的9個東盟成員：馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、老撾、泰國、越南、緬甸、菲律賓、文萊，以及日本、韓國、德國、美國、俄羅斯、巴西、加拿大、英國、澳大利亞、印度這十個中國較大的貿易伙伴國作為對比分析。

模型為：

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

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數，μt 為隨機誤差項。

在分析中，本文采用2000-2015年的面板數據，面板數據的優(yōu)勢在于涵蓋更多的橫截面數據和時間序列數據，規(guī)避單一數據類型的時間和個體差異，增加模型擬合的效果和準確性。

（1）平穩(wěn)性ADF檢驗

（2）隨機效應與固定效應檢驗

蔣冠（2015）指出面板數據模型的回歸方法通?？梢苑譃榛旌闲?、固定效應和隨機效應三類?；旌戏椒ㄊ侵覆患訁^(qū)分地對任何個體和截面采用混合最小二乘法估計參數。固定效應方法適用于系數效應方向一致、大小相似的情況，細分為個體固定、時點固定和個體時點雙固定效應模型。隨機效應方法是指將原來固定的系數作為隨機變量進行回歸。通過檢驗，本文模型中的隨機效應顯著，且通過Hausman檢驗，無法拒絕原假設，故選擇隨機效應模型。

（二）數據描述

引力模型變量說明、數據來源及系數預期

描述統(tǒng)計量

（三）經驗結果分析

1、貿易創(chuàng)造效應

這里采用2000―2015年中新雙邊貿易與經濟數據，運用Stata12計量軟件檢驗中國――新加坡自貿區(qū)的貿易創(chuàng)造效應。得到如下結果：

在進口模型中，R2為0.67，表明擬合優(yōu)度較好。虛擬變量P2前的系數為正，表明“早期收獲計劃”對中國從新加坡的進口有促進作用，與預期一致，但顯著性并不高。而虛擬變量P1前的系數為負，且不顯著，但這并不能說明中國――新加坡自由貿易區(qū)的建立對中國從新加坡的進口有負的影響，因為林琳，李懷琪（2015）認為 2008年正值全球性金融危機爆發(fā)，而新加坡作為主要的貿易型國家，受金融危機的影響比較大，弱化了對于進口的促進作用。此外，中國的ddlGDP在7.5%的顯著性水平下顯著，說明中國從新加坡的進口與中國的GDP規(guī)模即總需求有著較大關系，與經濟理論相一致。由于人口的增長對進口的影響有兩方面的影響，一是人口增長帶來總需求的增長，進口需求會增加，二是人口的增L導致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的進口模型中，人口乘積前的系數為負，且在5%的顯著性水平上顯著，與我們預期相反。

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

將虛擬變量P1與P2前的系數相比，發(fā)現中國――新加坡自由貿易區(qū)的貿易創(chuàng)造效應相比中國――東盟自由貿易區(qū)較大。由于中國――新加坡與中國――東盟相比，所涉及的貿易范圍更廣，關稅減讓力度更大，因此中新兩國的經貿合作進一步得到了加深。但二者的系數的都較小，說明貿易的創(chuàng)造效應并沒有完全發(fā)揮。

2、貿易轉移效應

第6篇：進口貿易數據范文

關鍵詞：貿易引力模型；產業(yè)用紡織品；貿易出口額；貿易影響因素

中圖分類號： F72 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0169-02

引力模型的思想和概念源自物理學中牛頓提出的萬有引力定律：兩物體之間相互引力與兩個物體的質量大小成正比，與兩物體之間的距離遠近成反比。早在20世紀50年代初期， Isard&Peck（1954）和Beckerman（1956）即憑直覺發(fā)現地理位置上越相近的國家之間貿易流動規(guī)模越大的規(guī)律。而將貿易引力模型應用于研究國際貿易的是Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963），并提出了該模型的觀點：兩國雙邊貿易規(guī)模與兩國的經濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。近些年以來，引力模型在雙邊貿易流量決定因素實證研究中的應用越來越廣泛，其理論基礎也越來越完善。

引言

在我國的紡織品進出口貿易中，貿易的引力模型用來分析中國的紡織品在海外市場上的經濟競爭力以及市場，從而如何影響貿易出口的機制。谷克鑒（2001） 對引力模型的理論、方法進行了理論驗證，并建議在構造我國貿易引力模型時應增加一個外向型貿易轉移推動的變量，以揭示過渡經濟對我國貿易流量和貿易流向的影響。李應振、李玉舉（2010）根據增長率趨勢法將1979―2008年分為三個時期，從而進一步實證得出：進口替代能力、進口商品結構特征、宏觀調控措施、各國對華貿易政策、大項目集中進口等是影響波動的主要因素。常榮平（2016）對中國與其前27為貿易國的出口總額運用貿易引力模型進行了影響因素的實證分析，從文化、政策、經濟等多個角度進行分析，發(fā)現出口總額與地理位置、文化距離呈負相關，與經濟總量、是否簽訂FTA、人均收入呈正相關；同時，更深層次分析了我國與不同國家之間的貿易潛力、貿易不足，提出了進步的發(fā)展空間。

一、產業(yè)用紡織品

作為世界上最大的紡織品進出口國，紡織業(yè)是中國國民經濟重要的支柱產業(yè)之一，對經濟的拉動作用非常重要。產業(yè)用紡織品是新興產業(yè)，是紡織工業(yè)三大方向之一，其技術含量高、高附加值、高人均產值等特性使其成為了紡織工業(yè)新的經濟增長點和調整轉型升級的關鍵。我國產業(yè)用紡織品進口貿易主要集中在發(fā)達的歐美國家和亞洲國家，其中，歐美發(fā)達國家以美國和德國為主，日本、韓國以及中國香港則是亞洲紡織品貿易進出口主導地區(qū)。同時，亞洲地區(qū)的進口份額遠遠超過了歐美地區(qū)的進出口份額。

產業(yè)用紡織品是紡織業(yè)的重要構成部分，與一般的服裝用、家用紡織品不同，它是指經過專門設計的、具有工程結構特點的紡織品。目前，產業(yè)用紡織品已被廣泛應用于交通運輸、航空航天、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護、新能源等領域。常見的產業(yè)用紡織品有：包裝材料、土工布、蓬蓋布、工業(yè)用邊料、產業(yè)用線、繩、纜，文娛體育用品的基布，過濾網材料及篩網等。

在產品市場中，產品需求量的影響因素通常分為需求和供給兩個層面，對于產業(yè)用紡織品進口的影響因素分析同樣也可以從這兩個方面進行研究。需求因素主要包括國內紡織業(yè)發(fā)展水平、紡織類產品結構狀況和其他相關產業(yè)需求量的變化，同時也包含其他因素，如國民收入的提高、外資數量等因素。供給因素則主要是受國內產業(yè)用紡織品行業(yè)生產規(guī)模的擴張、國內外同類可替代產品價格差異或因人民幣升值而產生的進口價格差異等影響。

國內對產業(yè)用紡織品的需求是我國產業(yè)用紡織品進口貿易的最大影響因素，并且我國對產業(yè)用紡織品的需求量仍在增長。國民收入的增加代表著人們對生活品質的要求提供，從而需求的紡織品數量增加、質量提升以及品種更多樣化。特別在當前低碳經濟和節(jié)能減排的經濟環(huán)境下，環(huán)保、高效復合型的產業(yè)用紡織品備受關注。因而國民收入的增加會擴大產業(yè)用紡織品的進口額需求。從目前來看，國內產業(yè)用紡織品產量的提高并沒有實質性地減少對產業(yè)用紡織品的進口量。相反，進口額相比生產量增長更快，這說明國內產量雖然在提高，但是并沒有在根本上滿足國內對于產業(yè)用紡織品特別是高端產業(yè)用紡織品領域的需求。雖然同時期進口價格有所增長，但并沒有抑制進口額的增長，相反我們看到的是進口額隨著進口價格增長而正向增長。這說明，價格的增長對進口量的影響并不大，產業(yè)用紡織品進口可供選擇的合適替代產品較少，需求彈性較剛，因而進口量的變化并不明顯。

二、貿易引力模型

貿易引力模型作為研究雙邊貿易流量的經典模型，已經被廣泛應用于影響雙邊貿易因素的研究。很多學者也通過實證研究證明了雙邊貿易流量和兩國間經濟總量以及兩國距離之間存在重要關系。那么，雙邊貿易國經濟總量以及兩國間距離是否會影響我國產業(yè)用紡織品從何國進口，即我國產業(yè)用紡織品進口是否會傾向于選擇經濟總量大的、距離相對較近的國家？對此，我們將從這個方面入手，利用2014年我國產業(yè)用紡織品進口額最大的30個國家的相關數據，通過貿易引力模型對我國產業(yè)用紡織品進口國別選擇進行實證分析，以檢驗兩國經濟總量和兩國間距離對我國產業(yè)用紡織品進口的影響。

Tinbergen和Poyhonen提出的原始貿易引力模型表達式為：

其中，Tij是兩國雙邊貿易額，Yi是i國的國民生產總值，Yj是j國的國民生產總值，一般用兩國的GDP代替；Dij是兩國之間的空間地理距離，一般可以從地圖上得知；A是常數。

三、模型構建與數據選取

為了便于實證研究，將上式轉化成對數的線性方程形式，并增加隨機誤差項，得到下式：

基于數據的可獲得性，本文選取2014年我國產業(yè)用紡織品進口具有代表性的30個國家，利用2014年的橫截面數據對其進行實證研究。數據一部分來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《紡織工業(yè)發(fā)展報告》、《紡織工業(yè)發(fā)展報告》等，貿易數據來自于Uncomtrade，各國的GDP數據來源于2014年IMF網站的年度數據，我國與各國的距離數據為我國首都北京與各國首都之間的直線距離，從百度地圖網站查詢計算得到。

我們將貿易引力模型的公式轉變成了對數形式，再依據新加入的變量，最終確定貿易引力模型公式為：

式中，InMij表示取對數后的我國從貿易伙伴國的產業(yè)用紡織品進口額，InGiGj表示取對數后的我國與貿易伙伴國的國內生產總值的乘積，InDij表示的是我國首都北京與貿易伙伴國首都之間的直線距離，InEXj表示的是貿易伙伴國產業(yè)用紡織品總出口額；APEC是虛擬變量，如果貿易伙伴國是亞太經濟合作組織成員國，則APEC為1，否則為0。β0到β4是各變量的相關系數，β0是常數，μ是殘差項。

利用Stata軟件進行回歸分析后得到回歸方程如下式：

四、回歸結果分析

由回歸結果可知，我國與貿易伙伴國的經濟總量會影響我國產業(yè)用紡織品進口額，兩國經濟總量每變動1個百分比，我國產業(yè)用紡織品進口變動0.65個百分點。兩國間距離也顯著影響我國產業(yè)用紡織品進口貿易，變動系數為負的1.82，表明距離增加將會使我國考慮適量減少從該國的進口。此外，伙伴國的出口增加對我國進口起到促進作用，伙伴國每增加1個百分點的出口，我國將多從該國進口1.06個百分點。另外，APEC成員國因素對我國產業(yè)用紡織品進口的影響不是非常明顯，在0.1的顯著性水平下并不顯著，可見APEC這一制度性因素并沒有對產業(yè)用紡織的進口有太大影響（此處回歸得出的系數為負可能與選取的數據樣本有關，按正常理論與事實系數應該為正）。由此可見，我國產業(yè)用紡織品進口貿易符合貿易引力模型，即貿易雙邊經濟總量越大，產業(yè)用紡織品的貿易量也會越大，我國進口額越多；而兩國間地理距離會對我國產業(yè)用紡織品的進口起到阻礙作用，即相同情況下會更多地考慮從距離較近的國家進口。此外，若貿易伙伴增加產業(yè)用紡織品的出口的話，則會增加我國對伙伴國的進口。相對來說，APEC成員國對于我國產業(yè)用紡織品的進口影響并不顯著，即APEC經貿制度對產業(yè)用紡織品進出口貿易額影響的成效不是很顯著，原因可能是產業(yè)用紡織品行業(yè)多數在歐美地區(qū)更為發(fā)達。

五、結論

本文主要從回歸分析和貿易引力模型檢驗兩個方面對我國產業(yè)用紡織品的進口影響因素進行了實證分析?；貧w分析中，從需求因素、供給因素、價格因素三個方面選取了4個解釋變量，建立回歸方程。雖然本文并未實證解析該回歸，但從實證研究可知，國內對產業(yè)用紡織品的需求量是影響產業(yè)用紡織品進口貿易的最大因素，需求量的持續(xù)增長引發(fā)我國產業(yè)用紡織品的進口額增加；國民收入提高會增加產業(yè)用紡織品的進口額需求；而國內產量的提高和進口平均價格的增長并沒有影響到我國產業(yè)用紡織品的進口，可能原因是我國國內的產業(yè)用紡織品生產主要還是集中于中低端常規(guī)產品，國內產量的提高并沒有影響到我國對于高端產業(yè)用紡織品的大量進口需求。而匯率水平和紡織業(yè)利用外資情況對我國產業(yè)用紡織品的進口額并沒有造成實際影響。

參考文獻：

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[3] 谷克鑒.中國貿易引力模型的構造和貿易流向問題研究[J].財經政法資訊，2001，（1）：28-31.

[4] 李應振，李玉舉.韓國對中國外貿發(fā)展的影響及雙邊FTA展望[J].亞太經濟，2010，（2）：53-57.

第7篇：進口貿易數據范文

摘 要 進口貿易是國際技術溢出的重要渠道。本文在CH、LP等經典模型的基礎上,根據我國經濟發(fā)展的現狀,通過構造適當的潛在技術溢出模型,使用1978-2007年我國產出,進口貿易和研發(fā)投入等相關數據,實證研究了我國基于進口貿易的國際技術溢出技術知識存量的經濟效應。結果表明進口貿易技術溢出促進了中國經濟的增長。

關鍵詞 進口貿易 技術溢出 經濟效應

一、問題提出

所謂技術溢出是指在貿易或其他經濟行為中,先進技術擁有者有意識或無意識地轉讓或傳播他們的技術,促進當地企業(yè)技術和生產力的提高。在開放經濟中,發(fā)展中國家可以通過國際間的技術擴散來促進國內生產率的提高。20世紀80年代,新增長理論開始將技術變動、進口貿易和經濟增長三者聯合起來研究,認為進口貿易是技術進步的一項主要原因,此后不少學者作了很多關于國際貿易技術溢出的研究,特別是從20世90年代以來,進口貿易顯著的技術溢出效應已經被大量的實證研究所證明。

二、文獻綜述

新增長理論認為,創(chuàng)新是一國技術進步和全要素生產率提高的主要動力,Coe和Helpman(1995)①以此為基礎,首次實證分析了國際貿易的技術溢出效應,他們研究了1970到1990二十年間經合組織21個成員國和以色列的相關面板數據,發(fā)現國內外的R&D存量對一國的技術進步(用全要素生產率TFP表示)有重大影響。他們的研究成為后繼文獻的基石,此后的文獻在上述基礎上增加更多的控制變量來對貿易的技術溢出作更深入的研究。

在實證過程中,核心問題是如何度量外國溢出的R&D存量,Coe和Helpman(1995)在模型中用進口比例來加權得出貿易伙伴的R&D溢出,實證的結果是積極地,但是這種方法存在一定的缺陷:由于各個國家的國內技術知識存量是不同的,根據Coe和Helpman(1995)的方法,如果將兩個國家合并成為一個國家,那么就會得出合并后溢出的研發(fā)資本遠遠大于合并前兩國分別溢出的研發(fā)資本之和,從而對TFP的影響較合并前增強,然而數據的簡單加總是不可能對TFP產生新的影響的。

Lichtenberg和 Pottelsberghe(1998)②對CH模型進行了改進,用貿易伙伴國的產出來代替CH模型中的分母(本國的進口總額)。但是,由于出口額只占產出的一部分,而出口到某一個貿易伙伴(吸收方)的份額又只是總出口額的一部分,所以分子小而分母過大,不能準確反映出口所物化的技術知識存量,導致LP實證的關于貿易的技術溢出知識存量數值偏小。

隨后,在CH和LP模型的研究基礎上,國內外很多學者利用跨國數據對國際貿易的技術溢出進行了實證分析,實證的結果均支持了進口貿易對進口國技術進步的顯著正向作用。

本文采用蔡虹,孫順成(2008)③的公式變形和計算外國溢出R&D存量的方法,在此基礎上延長時間序列樣本,對中國1978到2007三十年間的數據進行實證分析,通過測算技術知識存量的邊際收益率,從而對國際貿易技術溢出效應研究做一些新的嘗試。

三、計量模型的設定

一般將技術知識存量的邊際生產率定義為研究開發(fā)對生產率的貢獻,利用廣義的C-D函數可以推出這一邊際生產率。假設技術進步是?？怂怪行缘?根據蔡虹,孫順成(2008),有如下形式的C-D函數:

其中, 表示t年的綜合技術水平, 、 、 分別表示第t年的總產出,資本和勞動投入, 為t年的技術知識存量, 、 、 均為常數。將上式兩邊取對數,可得:

= + + +

將上式兩邊同時對R求偏導,可得: ,其中 即為技術知識存量的邊際生產率或邊際收益率。本文的方法是先用最小二乘估計求出 的值,然后通過公式 得出每年的邊際收益率。

四、數據來源及處理

在確定進入模型的中國的貿易對象國時,本文選擇了G7國家。根據聯合國教科文組織的資料以及OECD、NSF等機構的統(tǒng)計數據,OECD國家占有全球R&D支出的大部分份額,而OECD國家的R&D活動又相對集中在G7國家。因此,本文在實證研究中主要選取G7國家為樣本點④。其中用GDP來反映總產出水平Y,數據來源為世界銀行的發(fā)展指標數據庫;中國的資本存量K用社會固定資產投資總額代替,數據來源為各年的《中國統(tǒng)計年鑒》,K和Y的數據均采用1987年不變美元價格;L用每年年末從業(yè)人員來表示,數據來源為各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

R在這里表示技術知識存量,即被我國同化并吸收了的來自于進口貿易的技術知識存量,其計算公式如下: ,其中i代表中國,j分別代表G7國家, 為j國在t年通過與中國貿易而溢出的技術知識存量。 為i國在t年對國家j外溢技術的同化能力系數。

1. 的測算

的測算是整個計量的關鍵,本文借用蔡虹,孫順成(2008)的計算方法,用貿易伙伴國的出口總額 來替代貿易伙伴國的總產出 。公式如下: ,其中, 和 的數據來源于聯合國貿易統(tǒng)計數據庫comtrade.省略/和各期中國對外經濟貿易年鑒。

2. 的測算

然而,從發(fā)達國家外溢的技術知識存量有多少能被中國吸收并轉化為對TFP的貢獻,還依賴于中國的技術吸收同化能力。Hur和 Wantanabe(2002)⑤推導出了技術同化能力系數的計算公式: ,其中, 是國家i從貿易伙伴國j進口的商品量, 是j國在t期的出口總額, 是i國(即中國)的技術陳腐率。這樣,我們就可以計算得出 的值。

五、進口貿易技術溢出經濟效應計量

實際操作中,將擴展的C-D函數兩邊同時除以L,其中假設 =1- ,可得:

這個經過變形的生產函數,把 、 以及 作為三個新的變量,通過最小二乘法的線性回歸,可得出 、 和 的預測值,回歸結果為: =0.6398,T檢驗值=12.6695, =0.1494,T檢驗值=1.7139, =0.9732,F檢驗值=527.44。從回歸結果來看, 為0.975,修正的可決系數為0.973,這說明此模型對樣本擬合很好,F檢驗值遠大于 的臨界值,說明該模型在95%的概率下顯著成立。T檢驗也全通過。

由此將 值帶入知識存量邊際收益率的公式,經過計算整理可得中國進口貿易技術溢出知識存量的邊際收益率 ,進口貿易技術知識促進了中國經濟的增長,產出彈性為0.1494;平均邊際收益率為2.29%。

六、結論

本文在CH、LP等經典模型的基礎上,借用適當的模型和計算外國溢出R&D存量的方法,通過改革開放三十年來我國的相關數據,實證研究了我國基于進口貿易的國際技術溢出技術知識存量的經濟效應。得出了和前人研究相似的結論:國際貿易是技術溢出的重要渠道;進口貿易在我國技術吸收過程中扮演著重要的作用,并且對我國的經濟增長做出了一定的貢獻,平均邊際收益率達到2.29%。

但是,國際貿易技術溢出問題是很復雜的,本文只是從一個角度證明了進口貿易對中國經濟增長的作用,實際中進口貿易技術溢出還受很多因素的影響,比如進口滲透率、人力資本、貿易開放度和國家經濟發(fā)展水平等,這些因素如何影響進口貿易中的技術溢出,是本文沒有涉及到的。

注釋:

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

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

③蔡虹,孫順成.進口貿易技術溢出的經濟效應研究.西安交通大學學報(社會科學版).2008.1:25-29.

④方希樺,包群,賴明勇.國際技術溢出:基于進口傳導機制的實證研究.中國軟科學.2004(7).

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

參考文獻:

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

[2]CohenW M,LevinthalD.Innovation and learning:the two faces of R&D.The Economic Journal.1989.99(397):569-596.

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

第8篇：進口貿易數據范文

關鍵詞：中國；東盟；垂直產業(yè)內貿易

作者簡介：文爭為(1974－)，女，四川安岳人，博士研究生，重慶大學貿易及行政學院講師，主要從事國際貿易理論研究。

中圖分類號：F112.1　文獻標識碼：A　文章編號：1006－1096(2007)03－0049－03　收稿日期：2007－03－19

一、中國－東盟貿易模式：描述性分析

近20年，東盟與中國的經濟增長都伴隨貿易依存度的迅速上升，2004年，中國與東盟中的馬來西亞、菲律賓、泰國及新加坡的貿易依存度，超過世界平均水平44.5％與發(fā)展中國家的平均水平69％，其中新加坡的貿易依存度更是高達348％。中國一東盟之間的貿易，按SITC Rev.30－9分類，1992～2005期間，商品結構表現在：第一，中國與東盟的雙邊貿易集中在燃料和劑、化工產品、制成品及機器、交通設備上；第二，在1990年代前半期年份額較高的食品及活動物、除燃料外的不可食用原料比重逐漸下降，到2005年，已成為貿易量較小的門類；第三，機器、交通設備的比重迅速上升，從1992年的10.52％上升到2005年的54.74％，年均增長率達12.5％；第四，燃料和劑在1990年代前半期年還占據超過1／5的貿易量，但在1990年代中期之后，比重下降，穩(wěn)定在10％左右。

總之，中國與東盟的雙邊貿易中，技術與資本要求高的機電類產品逐漸占據了雙邊貿易的半壁江山是中國東盟雙邊貿易商品結構方面最突出的特征。機電類產品也是行業(yè)內貿易最為活躍的產品領域。作者計算了中國－東盟1992－2005年期間，雙邊貿易的G－L指數，然后列出某一行業(yè)的G－L指數與該行業(yè)在當年貿易額中所占比重之積排在前五位的行業(yè)。以往的國內研究大多是在SITC一位數或兩位數的分類的基礎上來計算G－L指數，產業(yè)內貿易水平與分類的粗細程度直接相關，本文在SITC Rev.3三位數分類的基礎上來衡量中國一東盟的產業(yè)內貿易水平，見表1。

從表1可看到，首先，中國一東盟貿易的G－L指數大致呈上升的趨勢；其次，前五位的商品集中在333(原油)、334(石油制品)以及752(自動數據處理設備)、759(辦公機器零件)、764(電信設備及零件)、776(晶體管及真空管)。除333、334外，其余皆為第7類產品，即行業(yè)內貿易最為活躍的產品領域同樣是第7類產品，且752、759、764及776是我們通常認為的高技術產品。值得注意的是，中國和東盟國家在SITCRev.3編號為75(辦公及數據處理設備)、76(通訊設備)、77(電氣設備)三類高技術產品中，出口額在世界總進口額中的比重接近甚至超過東亞的發(fā)達國家日本；其次，中國在高技術產品的世界市場份額的增長速度驚人，1992～2005年，75、76、77三類產品的市場份額年均增長率分別達到了29.18％，14.7％與14.6％。最后，我們注意到日本在這三類產品的世界市場份額是下降的(詳見表2)。而中國與東盟這三類產品的貿易對外部市場的依賴性強。中國對東盟出口占三類產品總出口額的份額為：1992～1995年為4.68％，1996～2000年為8.06％，2001～2005年為7.83％；而2001～2005年，對香港、美國、日本與歐洲的出口占三類產品總出口額的份額分別為22．86％，22.99％，11％，18.98％。對東盟而言，2001～2005年，這三類產品對中國、美國、日本、歐洲的出口占三類產品總出口額的份額分別為：6.04％，20.22％，9.75％，14.74％；而東盟國家內部貿易的比重占三類產品出口總額的比重為24.67％。在高技術產品的貿易方面，中國與東盟，對美國與歐洲市場的依賴性強，對比之下，歐盟國家在這三類產品上內部貿易的比重在2001～2005年高達59.08％，更多地依賴內部市場。

從以上對中國東盟貿易模式的分析可以看出，中國－東盟的貿易模式與一般發(fā)展中經濟體之間的通常貿易模式及比較優(yōu)勢是不太一致的。中國與東盟的雙邊貿易機電類產品的比重超過一半；且在75、76、77三類產品的世界市場份額高，產業(yè)內貿易活躍，且對美國與歐洲市場的依賴性都較強。

二、垂直產業(yè)內貿易的度量方法及中國東盟電氣、電子類產品的垂直產業(yè)內貿易水平及特征

(一)計算方法

為了將垂直產業(yè)內貿易與水平產業(yè)內貿易區(qū)分開來，作者采用Kyoji Fukao和Hikari Ishido(2003)在Greenway，Hine，andMilner(1995)的研究的基礎上發(fā)展出的方法，這種方法假設同一商品進口與出口單位價值的差異顯示了兩個經濟體之間進出口同一產品的質量差異。根據這一方法，可以將雙邊貿易按具體的產品門類分為三種模式：一是單向貿易(WTO)；二是水平產業(yè)內貿易(HIIT)；三是垂直產業(yè)內貿易(VIIT)。

表3中，Mkkj為k國從k，進口j產品的進口額；類似地，Mkkj為k國從k國進口j產品的進口額；UVkkj為k國從k國進口的j產品的單位價值；UVkkj為k國從k國進口的j產品的單位價值。本文采用25％作為區(qū)分水平產業(yè)內貿易與垂直產業(yè)內貿易的“門檻”。如果某一產品出口的單位價值與進口的單位價值之比在0.8至1.25之間，則為水平行業(yè)內貿易，反之則為垂直產業(yè)內貿易。之前的學者的研究，比如Greena-way，Hine，and Milner(1994)，and Fontagné，Freudenberg，and Péridy(1997)都以15％為門檻來區(qū)分水平與垂直行業(yè)內貿易，本文采用的是25％的標準，因為：貿易統(tǒng)計的商品價值會受到匯率波動的影響；本文在HS1996六位數的基礎七來計算商品的單位價值，由于加總，會產生一些干擾。

(二)數據分析

本文的數據來源為聯合國UN Comtrade數據庫，這一數據庫提供了中國與東盟1996～2005期間所有HS1996六位數分類的雙邊貿易數據，本文使用的是中國所報告的數據。本文第二部分已分析到技術與資本要求高的機電類產品占據了雙邊貿易的半壁江山，并且SITC Rev.3三位數分類752(自動數據處理設備)、759(辦公機器零件)、764(電信設備及零件)、776(晶體管及真空管)的產品是1992～2005年間，G-L指數乘以該行業(yè)在當年貿易額中所占比重排在前五位的產品門類，所以本文選取HS1996六位數分類以85(電氣、電子設備)打頭的產品作為研究對象來計算中國一東盟之間的垂直產業(yè)內貿易狀況。

必須指出的是UN Comtrade數據庫存在以下的局限性：一是由于保密的原因，許多國家在報告相關數據的時候隱瞞了一些細節(jié)情況，這造成低一級數據加總為高一級數據時并不一定相等。比如，以中國以85打頭的HS1996六位數分類出口額加總并不等于中國HSl996兩位數分類85的出口額。二是由于某些經濟體在某些年份沒有報告數據，所以在加總某個地區(qū)的貿易數據時，可能存在低估的現象；三是一個經濟體所報告的進口數據可能與其貿易伙伴所報告的出口數據并不一致，其原因在于出口數據一般基于FOB價格進行統(tǒng)計，而進口數據則一般基于CIF價格統(tǒng)計。

在研究垂直產業(yè)內貿易水平的時候，必須比較同一門類產品單位出口值與單位進口值的比值。已經提到出口值是按FOB來統(tǒng)計的，而進口值按CIF來統(tǒng)計，兩者的統(tǒng)計口徑不一致，必須進行調整，統(tǒng)一統(tǒng)計口徑后才能進行比較。本文采用的調整方法如下，2005年，中國HSl996編號為85(電氣、電子設備)的產品的進口額為$174，835，241，902；同年，所有貿易伙伴HS1996編號為85(電氣、電子設備)的產品對中國的出口總額為$134，557，795，619，用前者除以后者可得到調整系數為1.30。在計算出口品的單位價值的時候，本文將出口額乘以調整系數1.30然后除以出口量來得到經過調整的單位出口值。

從總體上看，中國與東盟在HS1996，85類產品上垂直貿易的比重很高，但具體到東盟不同的國家，情況還是存在較大差異的。表4進一步給出了東盟中的新加坡、印尼、馬來西亞、菲律賓及泰國與中國在HS1996，以85打頭的六位數分類產品的貿易模式狀況。從表4列出的數據及作者進行計算的過程中，我們發(fā)現三個特征：一是具體到東盟五國，我們發(fā)現其與中國的貿易模式可分為三種情況：第一類是新加坡，中新貿易之間以垂直產業(yè)內貿易為主(65％)，水平產業(yè)內貿易只占1％；第二類是馬來西亞與菲律賓，中國與這兩國之間的HS1996，85類產品的貿易以單向貿易為主，單向貿易占到八成左右，且水平行業(yè)內貿易的比重非常??；第三類情況是印尼與泰國，垂直產業(yè)內貿易的比重在1／3左右，水平行業(yè)內貿易也占到一定的份額，尤其是泰國，表現出三種貿易模式的份額比較平均的特征。二是相關數據還顯示，在與上述五國的HS1996，85類產品的垂直貿易中除了853400(印刷集成電路板)與854011(彩色電視機顯像管)兩類產品中國明顯處于上游外，即出口的單位價值大于同類產品進口的單位價值，其余貿易量較大的產品種類中國皆處于下游，即出口的單位價值小于同類產品進口的單位價值；三是在與上述五國的HS1996，85類產品的垂直產業(yè)內貿易中，除了與馬來西亞的貿易中國明顯處于上游外，與其余四國的垂直產業(yè)內貿易中國均明顯處于下游。上述特征與我們通常的觀念即中國與亞洲四小虎相比制造業(yè)的發(fā)展水平更高是相悖的。

三、中國－東盟垂直產業(yè)內貿易發(fā)展的決定因素

中國－東盟垂直產業(yè)內貿易的發(fā)展是跨國公司在全球范圍內分工的結果。隨著國際直接投資快速的發(fā)展，近年來，直接投資的流入已成為發(fā)展中經濟體高技術的主要來源。在國際分工的大背景下，相當部分的垂直產業(yè)內貿易是由跨國公司主導的。近10年來，在東亞地區(qū)，以提高效率為目的及出口導向型的外國直接投資迅速增長。由此，在東亞的發(fā)展中經濟體之間的垂直產業(yè)內貿易也隨之發(fā)展。平均水平，而中國在該指標上的增長速度非?？欤?980到2004的年均增長率達到了14.54％?？紤]到中國的經濟規(guī)模巨大(GDP總量排在世界第四位)，2004年中國外資流入存量占GDP的比重已經相當突出了，詳見表5。

有關數據還顯示中國與東盟的外資流入是出口導向的，詳見表6。

第9篇：進口貿易數據范文

一、序言

在我國，從1997年第一例對外反傾銷案例以來，反傾銷和被反傾銷一直是個熱議的話題。尤其從2001年我國加入世界貿易組織以來，以歐美國家為代表的他國為了維持貿易平衡、抑制我國對外出口、保護本國的民族工業(yè)，頻繁地對華實施反傾銷，使得我國成了世界上被實施反傾銷最多的國家。與此同時，我國對外實施的反傾銷調查和反傾銷措施也呈現出大幅度增加趨勢。根據世界貿易組織統(tǒng)計，1995年到2010年期間，我國對日本進行了31次反傾銷調查和25次反傾銷措施，使得日本成了我國對外反傾銷第二大對象國，僅次于其間我國對韓國實施的26次反傾銷。究其原因，筆者認為主要是由于我國加入世貿組織以來，日本政府為了保護本國市場和本國企業(yè)的發(fā)展，對從我國的進口品實施非關稅壁壘措施，使得我國對日貿易長期出現貿易逆差，并且對日本的貿易收支赤字幅度逐年增加。因此，我國政府不得不通過實施反傾銷措施，以調節(jié)和控制與日本的對外貿易活動?；诖搜芯勘尘?，本文將通過建立數量經濟模型并利用相關統(tǒng)計數據進行實證分析，從而確定影響我國對日本實施反傾銷的宏觀因素。

二、變量選擇及模型建立

前面提到本文的研究重點是試圖尋找哪些宏觀因素會影響我國政府對日實施反傾銷，下面將通過一系列假設和說明，確定本文的宏觀經濟變量，從而建立數量經濟模型加以分析。

假設1：隨著我國國內失業(yè)率的增加，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。

一旦國內失業(yè)率增加，政府為了通過保護國內產業(yè)從而創(chuàng)造出更多的就業(yè)機會，采取強硬貿易政策的可能性會大大提高，其中包括對外反傾銷措施。

假設2：隨著我國GDP增長率的鈍化，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。

一國GDP增長出現鈍化現象時，該國政府在刺激出口的同時，采取強力的貿易措施來限制進口的可能性大大增加。因此，為了有利于恢復國內經濟，政府會更多地實施像反傾銷之類的貿易保護措施。

假設3：我國對外貿易收支出現赤字的情況越明顯，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。

一國的整體貿易收支出現赤字的話，政府會通過對進口商品進行一定程度的控制，從而促使本國的貿易收支回到均衡水平。因此，在出現貿易順差的時候，政府往往會對進口商品實施貿易救助；相反，在出現貿易逆差即貿易赤字時，一國政府對外國制品實施貿易限制措施的可能性增大。

假設4：隨著我國對日本貿易逆差的出現，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。

一國在與特定國家進行國際貿易時出現貿易赤字，為了促使兩國間貿易從不均衡回到均衡，貿易赤字發(fā)生國很可能對該特定國的商品實施限制進口的相關措施。因此，與特定國間出現貿易赤字的情況下，政府對該國產制品實施貿易限制措施的可能性增大。

假設5：隨著我國進口滲透度的增大，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。

進口滲透度是衡量一國某產業(yè)的國內消費數量中進口所占比例的經濟指標，其計算公式是：特定產品的進口額÷（國內生產額+進口額-出口額）。進口滲透度的增大會減少國內產業(yè)的成長機會，迫使該國政府對進口商品實施貿易限制措施。

根據假設1～5，建立如下數量經濟模型：

其中，因變量Y表示中國對日本的反傾銷件數，自變量RGDP﹑UI﹑TB﹑BTB﹑IPM則分別表示我國實質GDP增加率﹑失業(yè)率﹑整體貿易收支﹑中日貿易收支和我國進口滲透度（名義進口額/名義GDP），?表示誤差項。

三、數據選取及實證分析

本文運用1999年到2010年12年間的季度數據對模型加以實證分析。鑒于我國國內公布的失業(yè)率數據只針對于已登記的城鎮(zhèn)居民，缺乏說服力，筆者將國內數據作為參考，主要使用世界貿易組織（http：//wto.org）和日本財務貿易統(tǒng)計局（http：//customs.go.jp）官方公布的數據進行分析。數據經作者篩選整理而得，運用EVIEWS5.0軟件，對已建立的模型做普通最小二乘法回歸。

回歸分析結果顯示，變量失業(yè)率和中日貿易收支對應的回歸系數通過了顯著性檢驗，而其他三變量對應的回歸系數不具備統(tǒng)計顯著性。這表明，在我國國內失業(yè)率增加之時，由于如果繼續(xù)大量進口日本制品，會讓國內的同種企業(yè)面對更強的市場競爭，從而產生更多的失業(yè)者，因此，政府為了緩和國內失業(yè)率增加的現象，將強化對日本制品的反傾銷措施。同樣地，隨著中日貿易逆差的出現，我國政府為了防止貿易逆差的累積，會通過加強對日本制品實施反傾銷，限制日本制品的進口數量。另一方面，我國實質GDP增加率的變化﹑整體貿易收支以及進口滲透度不會明顯地影響我國對日反傾銷的實施。

四、結論

本文以經濟理論為基礎，通過建立數量經濟模型并運用歷年統(tǒng)計數據，旨在尋找影響我國對日反傾銷的宏觀經濟變量。結果表明：主要影響我國對日反傾銷的宏觀因素是我國國內失業(yè)率和中日貿易收支，而非我國實質GDP增加率的變化﹑整體貿易收支和進口滲透度等因素。因此，為了減少中日貿易摩擦的發(fā)生，我國政府有必要在積極應對國內失業(yè)率上升問題的同時，適當調整對日進出口貿易規(guī)模，避免對日貿易長期出現赤字現象，為兩國貿易實現均衡穩(wěn)定發(fā)展﹑建立互利共贏局面而做出努力。

參考文獻：

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