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[中图分类号]F74[文献标识码]A[文章编号]
2095-3283（2013）03-0018-03
作者简介：郜志雄（1967-），男，宁波工程学院经济与管理学院，博士，硕士生导师，研究方向：跨国公司与外国直接投资；郭（1970-），男，宁波工程学院理学院，博士，研究方向：国际金融与投资；李秀娥（1983-），女，山东人，对外经济贸易大学国际经济贸易学院博士候选人，英国利兹大学访问学生，研究方向：跨国公司与外国直接投资。
基金项目：宁波工程学院校级科研项目和教育部人文社会科学重点研究基地2009年度重大项目（2009JJD790006）的阶段性研究成果。
一、前言
自1993年成为石油净进口国以来，中国石油对外依存度逐年提高，1993年仅为71%，2011年达到565%，这意味着中国一半以上的石油消费量来自国外。获取海外原油需要国家进行能源外交，需凭借一个国家的软实力来实现，但原油获取的根本渠道和最终实现形式是对产油国的直接投资或与产油国实现双边或多边经贸合作。“十二五”期间，中国海外投资的实际功效不仅要讲企业的实际经营效益，还要把进口中国所需资源和扩大中国海外市场作为战略目标（裴长洪，2011）。为了研究近年来中国的对外直接投资（OFDI）以及双边贸易对中国原油进口量产生的影响，本文选取2003―2010年中国对24个主要进口原油来源国的OFDI流量、OFDI存量、进出口贸易联系和原油进口量作为研究变量，实证检验中国OFDI、进出口贸易对原油进口的影响。首先，计算中国与这24个国家的货物进口贸易结合度、出口贸易结合度，并检验各变量的平稳性。其次，运用面板数据的变截距模型和变系数模型，分析FDI存量、贸易结合度对原油进口量的静态影响以及FDI流量、贸易结合度对原油进口量的静态影响；其后，建立VAR模型，检验FDI流量、FDI存量、贸易结合度和原油进口量的滞后期对当期原油进口量的动态影响。
二、数据来源与双边贸易结合度的计算
1数据来源
2003―2010年中国原油进口量（JK）的数据来自《国际石油经济》。中国在24个主要原油进口国的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的数据来自商务部、统计局和外汇管理局联合的《2010年度中国对外直接投资统计公报》（2011）。2003―2008年中国与24国的双边贸易额数据来自IMF主编的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的数据来自《国际贸易》（其中伊拉克的数据来自UN comtrade；其他数据来自WTO数据库）。
对上述的原油进口量、FDI流量和FDI存量取对数，即这3个变量为Lflow、Lstock和Ljk。
2进口、出口贸易结合度的计算
本文选取贸易结合度指数表示中国与24个原油进口国之间的贸易联系。贸易结合度指数最早是由经济学家布朗提出，后经小岛清、德拉斯戴尔和山泽逸平等学者完善，它是指一经济体对某一个贸易伙伴的出口（进口）占该经济体出口（进口）总额的比重与该贸易伙伴进口（出口）总额占世界进口（出口）总额的比重之比，该比值反映了两经济体贸易相互依存的程度。贸易结合度以1为平均值，数值越大，两经济体的贸易联系越紧密；数值越小则贸易联系越松散。
按照贸易结合度的计算公式，可计算出中国对24个主要进口原油来源国的货物出口结合度（ETCD）和进口结合度（ITCD）。
三、中国OFDI、双边贸易对原油进口量影响的实证分析
1变量的平稳性检验
时间序列或面板数据的平稳性通常通过单位根检验来判断。对于面板数据单位根的检验，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分别提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假设是各截面序列具有一个相同的单位根，IPS、ADF和PP检验的原假设是假定各截面序列具有不同的单位根过程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5种方法对面板数据的单位根进行检验，当检验结果不一致时，若前两种检验、后三种检验结果中各有一个拒绝原假设，本文即认为被检验序列为平稳序列。据此，运用Eviews60软件检验，可以判定：在5%的显著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平稳序列（见表1）。
2FDI存量、双边贸易关系对进口量的静态影响
把Lstock、ETCD、ITCD作为自变量，Ljk为因变量，建立计量经济学模型检验中国OFDI存量、货物进口结合度和货物出口结合度对原油进口量的影响。利用Eviews60对上述模型进行Hausman检验，回归结果拒绝原假设，应选择固定效应模型。固定效应模型包括变截距模型和变系数模型。通过变截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD对原油进口量的影响情况，运用变系数模型来讨论国别之间影响的差异。
变截距模型的回归结果表明：在1%显著水平下，中国的OFDI存量对原油进口量的影响效果显著；10%显著水平下，出口贸易紧密程度与原油进口量是负相关，影响显著；进口贸易结合度的影响则不显著（见表2）。
变系数模型的回归结果显示：在1%显著水平下，中国在哈萨克斯坦、巴西和马来西亚的FDI存量对原油进口量的影响显著，中国与利比亚、伊拉克、澳大利亚和尼日利亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著，中国与科威特和马来西亚进口贸易联系对原油进口有显著影响；在5%显著水平下，中国在澳大利亚、阿尔及利亚的FDI存量对原油进口量的影响显著，中国与巴西、马来西亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著，中国与阿尔及利亚进口贸易联系对原油进口量有显著影响；在10%显著水平下，中国在安哥拉、委内瑞拉、尼日利亚的FDI存量对原油进口量的影响也非常显著，中国与越南的出口贸易联系对原油进口量有显著影响，中国与哈萨克斯坦进口贸易联系对原油进口有显著影响，在其余国家的FDI存量对原油进口的影响不显著。其中，在马来西亚与尼日利亚的FDI存量与原油进口量之间呈负相关，巴西、利比亚、澳大利亚的出口贸易联系与原油进口量之间显著负相关（见表3）。
对上述变截距模型和变系数模型的回归残差进行面板数据的单位根检验，结果表明残差序列是平稳数列，回归中不存在“伪回归”现象（见表3）。
3FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的静态影响
以原油进口量为因变量，FDI流量、出口结合度和进口结合度为解释变量分别建立固定效应变截距模型和变系数模型。变截距模型的检验结果表明，在1%、5%的显著水平下，FDI流量、出口贸易联系对原油进口量有显著影响，但出口贸易联系与进口量之间负相关（见表4）。
变系数模型的实证检验结果表明，5%显著水平下，在哈萨克斯坦和巴西的FDI流量对原油进口量的影响显著，中国与利比亚和澳大利亚的出口贸易联系对原油进口量有显著负向影响，中国与马来西亚、阿尔及利亚的进口贸易联系对原油进口量有显著影响；10%显著水平下，在越南的FDI流量对原油进口量呈负向关系，统计结果显著。回归后对残差进行面板数据的单位根检验，结果表明残差序列是平稳数列，回归中不存在“伪回归”。
4FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的动态影响
分别以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD为内生变量，建立两个向量自回归模型（VAR模型）。根据AIC准则，将模型的滞后阶数P确定为1。回归结果表明，原油进口量的滞后一期对当期原油进口量有正向影响且显著，FDI存量滞后一期、FDI流量的滞后一期对当期原油进口量有负向显著影响，而进口结合度和出口结合度的滞后期对当期原油进口量影响不显著。
四、结论与建议
从静态角度看，2003年以来，中国的OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响作用存在明显差异。总体看，中国的OFDI流量和存量在一定程度上对中国原油的进口有显著的促进作用，中国与进口原油来源国的出口贸易联系对原油进口没有明显促进作用，而进口贸易联系的影响不显著。就国别而言，中国OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响效果不同，可分为七种：FDI流量与存量双促进作用（如哈萨克斯坦、巴西）、FDI存量促进作用（如安哥拉、委内瑞拉、澳大利亚和阿尔及利亚）、双边贸易促进作用（如马来西亚）、进口贸易促进作用（如阿尔及利亚）、贸易阻碍作用（如澳大利亚、利比亚）、贸易影响模糊（如哈萨克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亚和越南）和没有影响（其余国家）。从动态影响效果看，原油进口量主要是前期产生的，前期FDI存量与流量对原油进口没有促进作用，前期货物贸易联系的影响甚微。
基于FDI、双边贸易关系对原油进口量的不同影响效果，从投资角度来看，中国应进一步发挥FDI的促进作用，加大对原油生产国的投资以稳固原油进口量。据统计，2011年中国OFDI流量的627%流向中国香港、英属维尔京群岛和开曼群岛，而流向苏丹的仅占12%。因此，中国需要通过发放优惠贷款等措施引导中国企业增大在产油国的投资，既可以促进中国原油的进口，也可把过剩的外汇储备转变为石油资源。从贸易角度而言，一要巩固与扩大原油的进口量，二是基于与产油国货物贸易的现状，调整国别间的贸易发展方式，逐步优化商品贸易结构。
[参考文献]
[1]Ivar Kolstad， Arne WiigWhat determines Chinese outward FDI？[J]Journal of World Business，2010（10）
关键字 人民币实际有效汇率 加工贸易 一般贸易
一、引言
（一）研究背景
从20世纪80年代以来，我国的进出口贸易方式结构发生了明显的变化。在出口贸易方式结构方面，从以一般贸易为主的贸易结构逐渐演变为加工贸易与一般贸易不相上下，以至加工贸易较多的贸易方式结构。在进口贸易方式结构方面，最鲜明的特点就是加工贸易进口在我国总进口中占的比重不断上升并趋于稳定，以及我国一般贸易进口的不断下降，并在近期逐渐上升和逐步稳定。
图1 我国出口贸易方式结构变迁图
数据来源：《中国统计年鉴》，2009年
图2 我国进口贸易方式变迁图
数据来源：《中国统计年鉴》，2009年
我国进出口贸易方式结构的变化，体现了进出口贸易方式的多样化发展。其中，加工贸易在90年代取得了显著的发展。这不仅与我国的经济发展历程相一致，也是我国对外贸易政策，尤其是汇率管理政策改革和汇率水平调整作用的结果。
（二）相关文献综述
1、国外相关研究
Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的结果表明汇率波动与进出口贸易呈负相关关系；Frankel和Wei Shangjin（1993）运用横截面数据证明了汇率上升抑制了亚洲国家的出口贸易；Sauer和Bohara（2001）发现，汇率波动对发展中国家的出口贸易有很大的负面影响，尤其对于拉美国家更为显著。
另一方面，Assery和Peel（1991）则发现汇率对贸易量有促进作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究发现汇率波动与瑞典、英国、荷兰的出口具有正向相关性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、协整与误差修正模型等方法发现，汇率波动对爱尔兰的出口产生积极影响。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等额研究结果却显示汇率波动对贸易没有显著影响。
2、国内相关研究
黄锦明（2010）对1995～2009年的季度数据采用Engle-Granger两步法分析了人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的影响，结果显示：在长期内，我国的出口贸易对于汇率水平的变化不敏感；在短期，只有进口贸易和人民币实际有效汇率存在着负相关关系；肖扬、徐晟（2010）对1999年1季度到2007年2季度的数据进行Granger检验和脉冲响应函数与方差分解，得出的结论是：实际有效汇率对宏观经济变量的影响都是长期的，且大多数是反向的。即人民币升值抑制了我国的进出口贸易；何建奎、马红（2012）对1995～2011年的数据进行基于VAR的Johansen协整检验和向量误差修正（VEC）分析，得出：人民币汇率与我国的进出口贸易呈负向相关性，即人民币贬值，进出口贸易增加。
另一方面，吴玉兰（2008）根据1985～2006年的数据，运用协整分析法研究了人民币实际有效汇率对我国加工贸易的影响。结果表明， 人民币升值使得加工贸易进口增加， 出口减少；李建伟和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度数据，采用两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易进行回归分析，结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易的重要因素，实际有效汇率下降会刺激出口增加、进口减少。这里特别强调一点，李建伟和余明还讨论了人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和与一般贸易出口、进口的关系。人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和一般贸易出口、进口存在显著负相关关系。
二、人民币汇率对我国进出口贸易方式影响的实证分析
（一）数据选取
本文选取1992～2008年的实际有效汇率（以2005年为基期）、加工贸易进出口额、一般贸易进出口额，进行具体的实证分析。其中，实际有效汇率来源于IMF的《International Finance Statistics》。因为从2010年开始，统计局没有公布关于我国加工贸易和一般贸易的进出口分类数据，因此本文的加工贸易和一般贸易的进出口数据来源于2009年的《中国统计年鉴》
其中，实际有效汇率表示为REER，加工贸易进口额表示为JIM，加工贸易出口额表示为JEX，一般贸易进口额表示为YIM，一般贸易出口额表示为YEX。
（二）平稳性检验
在对变量进行协整分析之前，需要检验变量的平稳性。只有变量是同阶单整的，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。为了方便研究，并考虑到对各时序数列取对数之后不会改变时序数列的性质和关系，且得到的数据易形成平稳序列。因此，首先对时间序列进行对数处理，然后采用ADF检验方法进行单位根检验。结果表明五个时间序列都是非平稳的，但二阶差分后的序列都是平稳的，即都是I（2）序列。
（三）协整分析
由于五个时间序列均是二阶单整的，故可以进行协整分析。
1、LJEX 和LREER
运用OLS法对LJEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：
可见，残差项是非平稳序列。因此LJEX 、LREER不存在协整关系。
2、LJIM 和LREER
运用OLS法对LJIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：
可见，残差项是非平稳序列。因此LJIM 、LREER不存在协整关系。
3、LYEX 和LREER
运用OLS法对LYEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：
可见，残差项是非平稳序列。因此LYEX 、LREER不存在协整关系。
4、LYIM 和LREER
运用OLS法对LYIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：
可见，残差项是非平稳序列。因此LYIM 、LREER不存在协整关系。
（四） ARMA模型估计
1、LJEX 和LREER
从以上结果中可以看出，实际有效汇率与加工贸易出口、加工贸易进口、一般贸易出口、一般贸易进口存在负相关性，即每当实际有效汇率升高1%时，加工贸易出口下降0.3%，加工贸易进口下降0.68%，一般贸易出口下降0.16%，一般贸易进口下降0.14%。
四、结论
谈到边际优势战略以及日本经济的成功，我们不免想起“东亚模式”和“雁行模式”。本文的研究也将反映出“东亚模式”和“雁行模式”之间的本质联系，这同样有益于我国在发展同东亚国家或地区的经济关系方面政策的制定。
一、文献回顾
按照主体的不同，对国际投资和国际贸易的关系的研究可以分为两大类。一类以东道国为主体，研究东道国外来投资和对外贸易之间的关系。这种研究除了母国和东道国之外涉及到第三国，投资和贸易之间的关系也相对疏松。另一类以母国为主体，研究母国对东道国投资与两国贸易之间的关系。在此只涉及母国和东道国，投资与贸易之间的关系相对密切。本文的研究即属于后者，本文中的国际投资指对外直接投资，即fdi。
首先对国际投资与贸易关系进行研究的是1999年诺贝尔经济学奖得主mundell(1957)。mundell的研究以标准的古典国际贸易模型为基础，通过严格的假定，得出了国际投资替代国际贸易的结论。在随后的60年代，又有学者的研究支持了投资替代贸易的结论，其中较著名的是vernon(1966)的产品生命周期理论。按照该理论，一般情况下，投资和贸易只是一种转化关系，只有在投资提早发生的情况下，才发生投资对贸易的替代，而在技术进步日益加快的条件下，新产品的生命周期不断缩短，因此国际投资对国际贸易的替代越来越明显。另一个研究来自于johnson(1967)。johnson认为，关税导致的对外投资使不具有比较优势的进口替代部门获得了发展，因此减少了对外贸易量。
70年代开始出现投资和贸易具有互补性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究证明生产要素流动和商品贸易可能既有替代关系也有互补关系。这一时期最著名的论著来自于。日本小岛清教授(1977)。小岛清特别强调国际分工的重要性，将对外投资和贸易统一在国际分工的基础上，指出国际投资不是简单的资本流动而是包括资本、技术、管理方式和人力资本的总体转移。因此，对外投资应从本国处于比较劣势的边际产业依次进行，这就是本文所谈边际优势战略的理论基础。按照小岛清的理论，国际投资一方面可以通过相近水平的技术转移把东道国的比较优势发掘出来，另一方面使母国集中资源开发新的技术并形成新的产业，因此将会扩大两国的贸易。
无论是mundell的贸易与投资替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验(梁志成，2001)。这既有统计数据残缺不全的限制，也有计量方法与工具上的局限。20世纪80年代以来，贸易和直接投资的实证研究取得了突破性的进展，同时更多的研究成果证明投资与贸易之间具有互补关系。lipsey和weiss(1981)依据美国70年代的统计数据，对美国跨国企业在发展中国家所设立的子公司的生产和母公司的出口行为进行了研究，发现同类产品的子公司的年产量与母公司对这些国家的出口总量呈正相关关系。lipsey等人(1984)还进一步研究发现这种正相关或至少非负相关广泛存在于美国近80%的产业部门中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素禀赋不对称和规模报酬递增的情况下，由于跨国公司的专有资产很难通过外部市场达成交易，就会存在大量的公司内贸易和对中间产品的需求，对外投资将会带动母国的出口贸易。ethier(1986)的研究给出了同样的结论。grossman和helpman(1989)把产品的成长内生化，证明了在一个动态的模型中国际化生产和贸易可以是同时扩大的。然而，markuson和svensson(1985)则利用要素比例模型揭示了商品贸易和要素流动(fdi)的相互苯系，指出两者之间究竟表现为替代还是互补，依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作”还是“非合作”的问题。
90年代的研究延续了80年代的趋势。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究进一步证实了上述lipsey和weiss(1981)的结论，他们重点研究了美国80年代以来的情况，发现在整个时间跨度中出口与fdi一直保持着正相关关系。随后gramham(1996)的研究也证实了这一点。pattie(1994)根据对外投资的动机不同将fdi分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型3类，认为只有市场导向型fdi容易替代对外贸易，而后两种类型投资则增加贸易。gray(1998)的研究得出了近似的结论。pfaffermayr(1994)就奥地利fdi和出口之间的因果关系进行了分析，发现它们之间具有双向的因果关系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年间11个世界上最大引资国的出口和fdi的关系，其中有4个国家显示出口是fdi的格兰杰原因，只有一个国家显示fdi是出口的格兰杰原因，其余6国显示出口和fdi之间不存在显著的因果关系。与此同时，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都证明了国际投资与国际贸易之间存在高度的相关性。但不可忽视的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的结论，即在东道国存在贸易保护的情况下，fdi会替代母国的出口贸易。
2000年以后的研究以大量具体的实证研究为特征，且研究结果以fd!与贸易之间具有互补关系为主。张如庆(2005)的研究显示我国对外投资不是进出口变化的原因，对外投资对贸易总额的影响不明显，而项本武(2005)得出的“中国对外投资是出口创造性和进口替代型”的结论对此给予了解释。王洪亮和徐霞(2003)证明了日本对华直接投资和中日贸易之间的确存在着长期的互补关系，fdi和制成品的出口具有双向的因果关系，但fdi和进口仅有单向的因果关系。王洪庆、张浩和朱荣林(2004)的研究表明，美国在华投资与对中国总进口、工业品进口之间存在双向的因果关系，与工业品出口之间存在单向的因果关系，投资与出口以及中美的初级产品进出口之间均不存在因果关系。同时，王洪庆和朱荣林(2004)的研究表明，东盟对华直接投资积极地推动了中国与东盟贸易的发展，且投资对进出口贸易的贡献率较高。李保明和刘震涛(2004)的实证结果显示，两岸贸易总额、大陆进口和出口均表现出关于台商投资的显著正相关性，这说明台商投资对两岸贸易具有显著的促进作用。此外，stone和jeon(2000)研究认为贸易与海外直接投资之间为互补关系，且两者之间贸易更倾向于为主导因素；韩国学者lim和moon(2001)证明，当发达国家向不发达国家投资，而投资是新设立的或者投资产业在母国是夕阳产业时，fdi和贸易之间是正相关关系；blonigen(2001)深入到产品层次进行了分析，发现贸易和fdi之间既有替代也有互补的关系，而且替代效应的发生不是逐步的，而是短时间急剧变化的。
基于本文研究的侧重，在此再对边际优势战略和小岛清的边际优势理论进行进一步的说明。边际优势战略的概念来源于小岛清的边际优势理论，但应该注意的是，边际优势战略所代表的经济行为早已存在，只是由小岛清概括出来。边际优势理论更多地是一种国际投资理论，但因为它把国际投资和国际贸易在同一基础上进行分析，所以对投资和贸易的关系也给予了研究。同时也正因为它侧重于国际投资的研究，对两者关系的研究也并不全面。按照边际优势理论，对外投资应该从国内处于边际优势即相对劣势的产业开始，而处于相对优势的产业则进行对外贸易。按照小岛清的分析，对边际产业的产品需求应通过向海外投资的企业进口来实现。所以，小岛清论述的投资与贸易的关系也更多地是母国投资与进口之间的关系，这是一种单向的正相关关系。但与此同时，小岛清也论述了两国生产可能性边界的扩张和贸易总量的增加，间接地论述了投资和出口的关系，这同样是单向的正相关关系。但是，基于边际优势战略，对投资和贸易之间的关系作这样的理解还远远不够，况且如上所说，小岛清的理论是基于对现象的描述与分析，没有通过计量方法得到实证检验，而本文将在上述方面给予补充和进一步的研究。
二、日本对东亚投资和贸易的历史进程及两者关系的描述
二战以后至20世纪60年代，通过美国的帮助和自身的经济改革，日本经济得以恢复并实现了高速增长。而正是在60年代以后，很多东亚国家和地区(主要是亚洲“四小”、东盟四国和中国)纷纷实现了经济起飞和长期快速发展，使东亚地区成为了世界经济发展的热点，以至于使人将这种发展状态称为“东亚奇迹”。很久以来，对“东亚奇迹”的研究存在着大量的各种形式的成果。在这些成果中，我们不难发现两个最受人关注的词汇：东亚模式和雁行模式。通过这两种模式的论述，可以发现，先期发展起来的日本对上述东亚国家和地区的经济发展起到了重要的作用。东亚模式揭示了上述东亚国家和地区对日本经济发展经验的借鉴和模仿，因而东亚模式被认为源于“日本模式”(孔凡静，1999)，同时东亚模式更多地强调了贸易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本与这些东亚国家或地区的国际分工关系，强调了日本对这些国家和地区的投资(尤指直接投资)的重要性。所以，东亚模式和雁行模式的研究都说明了日本与这些东亚国家或地区的经济联系在“东亚奇迹”中的关键作用。在此也可以理解，本文研究的日本对东亚国家或地区的投资和贸易之间的关系反映了东亚模式和雁行模式的本质联系。
如上所述，本文采用的作为日本投资和贸易对象的东亚国家和地区是亚洲“四小”、东盟四国和中国，这是基于“东亚奇迹”研究的惯例，而且这些国家或地区与日本有更强的经济联系，因此也具有更好的代表性。在此不再对日本与这些国家或地区的双边关系下的数据进行描述，而是对日本与这些国家和地区的总体之间的数据及其表示的关系进行研究。这是因为，东亚作为一个密切联系的整体，日本与这些国家和地区的双边经济联系往往会延伸到第三方，在此意义下，单独描述日本与一方的经济联系并不比描述日本对其他东亚国家和地区的总体的经济联系有更好的解释力。而且，后者让我们保持了与后面研究的连贯性。
图1显示了日本对上述东亚国家和地区的投资和贸易(出口和进口)自1965—2003年的变化趋势。不难看出，无论投资、出口和进口都保持了长期快速增长的态势。同时，图1也显示了投资和贸易(出口和进口)之间很好的相关性，但是这种相关性只延续到1997年。1997年对3种数据来说都是一个波峰，相对于1997年，这3种数据在1998年都大幅下降。而且之后，出口和进口状况在短期内得到恢复，而投资始终(截至2003年)没有恢复到1997年的水平。我们知道，1997年发生了举世闻名的东亚金融危机，因此不难理解，日本的投资战略发生了重大调整，使相关数据发生了结构性变化，这在后面的检验中也得到了证明。
三、数据分析和模型设定
(一)数据说明
本文日本对上述东亚国家和地区的投资、出口和进口的数据均来自日本总务省统计局网站的统计资料，这些数据是以日本与单一国家或地区的统计值列出的，基于前面谈到的理由，本文将这些数据进行了加总。对于出口和进口，1985年(含)以前的数据单位为百万日元，之后的数据单位为十亿日元。为了统一单位，本文将1985年(含)以前的数据单位转化为十亿日元，并作了四舍五入处理。对于投资，原始数据的单位为百万美元，本文将之乘以汇率并将单位转化为十亿日元，并同样作了四舍五入的处理。其中，汇率数据来源于世界货币基金组织(imf)数据库，汇率为年终值。
(二)断点检验
在上面日本对东亚投资和贸易的历史进程的描述中我们看到，发生金融危机的1997年，投资和贸易的金额开始了大幅度减少，在之后的几年中，出口和进口得到了恢复，而投资却延续了下降的趋势。这似乎显示，相对于1997年(含)以前，日本对东亚投资和贸易之间的关系发生了变化。下面对此给以检验，即断点检验(chow breakpoint test)。既然投资相对于出口和进口之间的关系发生了变化，我们的检验依据投资为因变量、出口和进口为自变量的单方程模型来进行。根据断点检验的原理，考察在1997年前后投资与出口和进口的关系是否发生了变化，即考察出口和进口的系数是否发生了变化。检验结果如下(见表1)。
通过表1的检验结果显示，无论是通过f检验法还是似然比法，都可在1%的显著水平上拒绝“无断点”的原假设。也就是说，在1997年的前后，投资相对于出口和进口发生了趋势变化，或者说，投资与出口和进口之间的关系发生了结构性变化。因此，本文对边际优势战略下投资和贸易关系的研究采用1997年(含)以前的数据。
(三)单位根检验
由于经济数据一般具有长相关性，上述3种数据可能存在单位根，也就是说它们的时间序列可能是非平稳的。为了避免由于数据的非平稳性带来的伪回归，下面对3种数据进行单位根检验。
根据adf(augmented dickey-fuller)单位根检验的要求，最优滞后结构的选择主要依据aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)两个准则，如果两者一致则选择一个最优滞后阶，不一致则选择两个。本文首先是对水平(1evel)数据进行单位根检验，而后对一阶差分数据进行单位根检验，但基于文章篇幅的考虑，检验结果合并于一表中(见表2)。
通过表2的单位根检验结果可以看出，投资、出口和进口的水平数据都存在单位根。为了确定变量的单整阶数，本文对投资、出口和进口的一阶差分数据进行单位根检验。同样从表2可以看出，投资、出口和进口的一阶差分数据不存在单位根。由此也说明，上述投资、出口和进口的水平数据为一阶单整或（1）过程。
（四）模型设定
由于本文研究的是日本对东亚投资与其对东亚出口和进口两个方面的关系，即要验证投资与出口之间和投资与进口之间是否存在因果关系，本文采用格兰杰因果关系检验法(granger causality test)作为主要研究手段。
根据格兰杰因果关系检验法，可以认为有关投资(fdi)、出口(ex)和进口(1m)的预测信息全部包含在这些变量的时间序列中。格兰杰因果关系检验的原理是判断某些变量的信息是否能改进对其他变量的预测，具体到本文，即为检验过去的投资、出口或进口是否会对未来的出口、进口或投资有影响。可以通过估计var模型来实现这一目的。对于本文的研究，有两种var模型可供选用：一种是直接表示投资与出口或投资与进口的关系的两变量的var模型；另一种是在考虑到另一变量影响的条件下综合反映两变量(投资与出口或投资与进口)关系的三变量的var模型。笔者认为，在考虑到其他变量影响的条件下来考察两个变量的关系更加符合本文研究的实际。因此，本文模型设定如下：
其中，fdi、ex、im分别代表日本对东亚的投资、出口和进口，α、β、γ为不同变量的系数，u1t、u2t、u3t为随机扰动项，t表示时间。检验投资对出口是否具有格兰杰因果关系，即检验β1i和β2i是否全不显著；检验投资对进口是否存在格兰杰因果关系，即是检验γ1i和αi3是否全不显著。该模型还可以检验日本对东亚出口和进口之间是否存在因果关系，但这不是本文的主要研究对象，因此只做附带性的考察。
四、经验结果及相关分析
根据格兰杰因果关系检验的原理，我们应该首先进行上述var模型的参数估计，而在此之前一项重要的工作是进行最优滞后结构的确定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最优滞后结构的确定过程而仅显示其结果，即：
由日本对东亚的投资、出口和进口组成的var模型的最优滞后阶为6。在此基础上，我们进行var模型的参数估计。同样基于篇幅的考虑，估计结果不再列出。下面，我们对var模型的参数估计结果进行f检验，即得到如下格兰杰因果关系检验结果(见表3)。
通过表3可以看到：(1)可以在10%的显著性水平上拒绝“投资不是出口的原因”的原假设，所以投资是出口的原因，但不能拒绝“出口不是投资的原因”的原假设，所以出口不是投资的原因，因此，投资对出口具有单向的因果关系；(2)可以在5%的显著性水平上拒绝“投资不是进口的原因”的原假设，所以投资是进口的原因，同时，可以在1%的显著性水平上拒绝“进口不是投资的原因”的原假设，所以进口也是投资的原因，因此，投资与进口具有双向的因果关系；(3)从程度的比较来看，投资与进口的关系相对于投资与出口的关系更加密切。
此外，通过表3还可以发现，出口是进口的原因，但进口不是出口的原因，出口对进口具有单向的因果关系。这并非是本文关注的问题，但与此相关有一个问题值得关注和解释：出口是进口的原因，进口是投资的原因，那么是否能推论出出口也是投资的原因，如果能如此推论，则和前面得出的结论相矛盾。如何对此给以解释呢？当然，答案是不能做此推论。这是因为，与日本对东亚出口相关联的进口是对一些在日本居于相对优势产业的具有较高科技含量的产品的进口，这部分进口构成日本出口生产要素的需求；而与日本对东亚投资相关联的进口是对一些在日本居于边际优势(即相对劣势)产业的产品进口，这些产业尽管在日本有需求但由于生产成本或经济结构调整等因素而无法生产，因而构成了对外投资。所以，出口推动的进口和推动投资的进口不具有相同的内容，因此上述推论不成立。但是，这个不成立的推论更深刻地说明了本文研究的边际优势战略下日本对东亚投资与出口和进口之间的关系。
五、结论和相关研究展望
本文的研究证明，在边际优势战略下，对外投资与本国出口和进口之间存在如下关系：(1)对外投资推动本国出口的增加，本国出口对本国对外投资没有作用或作用不明显；(2)对外投资推动本国进口的增加，本国进口同样推动本国对外投资的增加；投资与进口的关系相对于投资与出口的关系更加密切。
如果简单地认为前述文献回顾中的研究是基于一般条件，上述结论相对于在一般条件下对投资与贸易关系的研究结果具有如下特点：(1)在边际优势战略下，投资与贸易(出口和进口)不存在替代效应，只存在互补效应，或者说替代效应可以忽略，而在一般条件下对投资与贸易关系的研究中替代效应和互补效应同时存在；(2)一般条件下对投资与贸易关系的研究更多地关注投资与出口的关系，而在边际优势战略条件下，投资与进口的关系更加密切，因而应受到更多的关注；(3)一般条件下的研究中完全忽略了进口对投资的推动作用，而在以边际优势战略为条件的研究中，进口对投资的作用是所有因果关系中最强的一项。
关键词：南-南贸易 技术密集型产品 资本密集型产品 经济增长
非洲同他国的贸易情况
中-非间经贸合作自2000年以来有了迅猛发展。中国成为非洲最大的贸易伙伴国和主要的投资国，中国的发展正以多种渠道影响着非洲国家。但同时，西方国家对中非的这种密切联系提出了很多批判性的言论，如 “以贷款和投资换资源”，新型的资源掠夺和殖民主义。本文主要关注中-非贸易问题，分析相比西方国家而言，非洲同中国的产业贸易是否更能促进当地经济增长。
通过观察非洲的贸易数据可知，非洲主要的进口对象分别来自美国、欧洲和中国。本文根据UNcomtrade中的贸易数据，并根据Lall（2000）年的文章中提到的按照技术含量水平将SITC03版的三位数编码商品分类为资源密集型产品、劳动密集型产品、资本密集型产品和技术密集型产品，其中资源型产品包括农产品、金属矿产等未加工的原材料；劳动型产品主要是像纺织品、玩具、金属铸件等技术含量偏低的加工品；资本型产品的技术含量偏高，如汽车及配件、化工制品、钢铁机械等；而技术型产品的技术含量最高，产品如办公自动设备、电信设备、医药、航空等。
根据分类数据，非洲国家从不同贸易伙伴国进口各类商品的比重的变化情况如表1所示。
从表中可以看出，非洲国家主要从中国进口劳动密集型产品，而从美国和欧洲国家主要进口资本型和技术型产品，但由2000年到2010年的发展趋势来看，非洲从中国进口资本品和技术品的份额在稳步上升，而从其他国家的进口比重却逐年下降。尤其是技术密集型产品，在2010年已经超过了美英法德等发达国家的份额，成为非洲进口技术型产品的主要来源国。
文献回顾
对于中国和非洲之间贸易的日趋紧密关系，我们会自然想到两个问题：首先，为什么会出现如此迅速的增长，特别是在技术含量相对高的产品类别上的贸易量增长。其次，这种贸易关系的发展对贸易双方会造成怎样的影响。
到目前为止，学术界的研究主要集中在第二个问题上，如Asche & Schuller（2008）、Alden（2007）指出尽管存在着区域间和部门间的差别，中国对非洲国家在国际收支平衡、储蓄率、经济增长率、投资水平等方面都具有正向的影响。与此同时，关于不同类别的中-非商品贸易的影响的实证研究还很少， Edward & Jenkins（2005）等基于行业层面的研究，得出除少数行业外，非洲国家从中国进口对非洲当地企业有很小的负面影响。
在国际贸易对经济增长影响的理论模型方面，目前有大量“南北”之间关于贸易产生技术溢出效应的研究，如Krugman（1979），Grossman and Helpman（1991）等。另一类研究关注进口能产生的替代效应，Young（1993）用Dixit_Stiglitz生产函数计算这种替代和互补效应；Xie（1999）延续这种思想并构建一个“南南”的贸易模型，指出只有当技术差异在一定范围以内时，欠发达国家才能从发达国家进口所产生的替代效应中获益，否则欠发达国家会更偏向于从与他技术差异不大的发展中国家进口。
本文在Xie（1999）南-南贸易模型的基础上，利用2000-2010年的面板数据，从实证角度研究非洲与中国及主要发达国家（美国、法国、英国和德国）的产业贸易对本地区各国经济增长的影响。
实证模型：动态面板模型
结合理论模型，初步构建存在时间固定效应的动态面板回归模型（DPD）：
其中gdpit 表示非洲各国经济增长率，考虑到经济增长存在一定惯性， trend表示时间固定效应。上标CN、US、UK、FR和GE分别表示中国、美国、英国、法国和德国，trade表示五个国家与非洲各国四种不同类型的产业贸易（即技术密集型、资源密集型、劳动密集型和资本密集型），uit 是模型的残差项。
Hansen（1982）提出的对于面板数据的广义矩（Generalized Method of Moments，GMM）估计方法并不要求对模型残差有过多的假设，只要求模型满足一组矩条件即可。对于动态面板数据模型（DPD），采用OLS或ML估计方法估计得到的结果都在一定程度上存在偏倚和组内估计量不一致的问题，而采用GMM估计则可以得到DPD模型的一致估计量。而对于DPD模型，一般将工具变量估计（IV）和GMM估计相结合，因此在GMM估计中一个关键环节是工具变量的设定。工具变量主要是为了解决变量内生性的问题。
数据选取和模型设定
（一）数据选取
根据第一节的回归模型，取非洲各国GDP的增长率，用gdp表示；产业贸易分别选取技术密集型、资源密集型、劳动密集型和资本密集型四种类型的进口额，分别用HT_im、PP_im、LT_im和MT_im表示；非洲各国到中、美、英、法、德的距离用自然地理距离代替，用D表示；对于虚拟变量land，如果是内陆国家，值为1，反之则为0。非洲的国家选取阿尔及利亚、安哥拉、博茨瓦纳、布隆迪、喀麦隆、佛得角、中非共和国、乍得、科摩罗、刚果（金）、刚果（布）、贝宁、赤道几内亚、埃塞俄比亚、厄立特里亚、吉布提、加蓬、冈比亚、加纳、几内亚、科特迪瓦、肯尼亚、莱索托、利比里亚、利比亚、马达加斯加、马拉维、马里、毛里塔尼亚、毛里求斯、摩洛哥、莫桑比克、纳米比亚、尼日尔、尼日利亚、几内亚比绍、卢旺达、圣多美-普林斯比、塞内加尔、塞舌尔、塞拉利昂、南非、津巴布韦、多哥、突尼斯、乌干达、埃及、坦桑尼亚、布基纳法索、赞比亚50个国家。结合数据的可得性，选取2000-2010年的年度数据。面板数据共有10年50个国家的数据，550个样本。贸易、地理数据来源UNcomtrade数据库，GDP增长率数据来源于世界银行。
（二）模型设定
由于本文所选取的面板数据只有10年的时间序列数据，有50个国家的截面数据，呈现出“宽而短”的特征，因此这里并不需要对数据做面板单位根检验。值得注意的是，GDP增长率数据本身就是平稳的，而且在动态面板回归中本文将采用差分的方法来消除截面固定效应，因此，这里也无需对数据平稳性进行检验。
为了避免出现多重共线性，在回归模型中，分别分析四种类型的产业贸易对经济增长的影响，设定回归模型中：，工具变量设定为D、land、gdpit-1、gdpit-2、tradeit-1，对解释变量Trade去差分消除截面固定效应，对工具变量tradeit-1取差分变换，采用GMM估计采用n步（n-step）迭代（n步迭代之后收敛），考虑到不同国家残差的时间序列自相关结构可能存在差异，设置GMM估计的权重矩阵（Weighted Matrix）形式为White Period，根据最后一次迭代的White period权重矩阵来计算标准差。
实证结果及分析
根据模型设定，构建了四个模型，采用Eviews 8.0对这四个模型分别进行回归分析，得到如表2所示的实证结果。从表中可知，四个模型的J统计量都接受原假设，从而表明四个模型的设定是正确的。根据动态面板GMM估计结果可以得出以下结论：第一，非洲地区的经济增长存在惯性，前一年的经济增长会显著的影响当年的经济增长。第二，非洲地区国家从中国进口技术、劳动 和资本密集型能够促进本国经济增长，特别是进口技术和资本密集型产品能够显著提升其经济增长率。第三，当非洲地区国家从中美英法德进口技术密集型产品时，只有从中国进口能够有效促进本国经济增长，从其他国家进口并不能带来本国经济增长的效应，特别是从英、法、德进口会显著抑制非洲地区国家的经济增长。第四，非洲地区国家从中国进口劳动密集型产品能够推动该地区经济增长，但从美国和法国进口却会阻碍经济增长，而从英国和德国进口不会对经济增长产生显著影响。第五，非洲地区国家从中国和德国进口资本密集型产品能够有效促进该地区的经济增长，而从美国和英国进口技术密集型产品会显著阻碍经济增长，但从法国进口对经济增长没有显著作用。
综上，近年来，中国和非洲国家的贸易往来日益频繁，这种贸易关系对非洲落后国家的发展是利是弊一直是国际关注的话题。本文利用双边贸易的分类数据，对2000-2010年50个非洲国家，从不同的产业贸易类型角度，实证研究产业贸易对非洲地区经济增长的影响。实证结果表明： 首先，非洲地区从中国进口技术、劳动和资本密集型产品能够有利于促进本地区的经济增长。其次，将中国与美国、英国、法国和德国这些发达国家相比，除了从德国进口资本密集型产品能够有效推动非洲地区经济增长外，从发达国家进口资本、劳动和资本密集型都不利于非洲地区的经济增长。
参考文献：
1.Alden，C.China in Africa： Partner， Competitor or Hegemon？ Zed Books，2007
2.Alden，C， Large D. & Soares de Olivieria， R. China Returns to Africa， a Rising and a Continent Embrace. Hurst Publishers，2008
3.Edwards，C. & Jenkins，R. The Effect of China and India’s Growth and Trade Liberalization on Poverty in Africa. IDS/Enterplan，2005
4.Helpman，E. & Krugman，P.R. Market Structure and Foreign Trade.The MIT Press， Cambridge， Massachusetts，1985
5.Krugman，P.A model of innovation， technology transfer， and the world distribution of income， Journal of Political Economy，1979，Vol.87
关键词：人民币汇率；对外贸易
中图分类号：F830文献标识码：A
文章编号：1006－1428（2006）06－0017-02
一、上海市进出口贸易发展情况
上世纪九十年代以来，上海市的进出口贸易得到了迅速的发展。出口方面，出口额从1993年的657亿美元增长到2004年的7351亿美元，增长了约11倍。在进口方面，进口额从1993年的7935亿美元增加到2004年的8651亿美元，增长了约11倍。在1990年代的大部分时间里，上海市的进出口规模和增长速度都大致相当。从1999年开始，进口的规模开始全面超过出口，因此从当年起上海市的贸易收支逆差开始不断加大，2004年，贸易逆差达到了1301亿美元。
考虑到外商投资企业在上海市对外贸易中的重要地位，图-1给出了上海市外资企业的进出口情况。从图-1可以看出，上海市外资企业的进口一直高于出口，二者的增速大致相当，因此外资企业的贸易收支一直处于平稳增长的逆差状态，这一点与上海市进出口贸易整体的变化趋势基本一致。
二、人民币汇率变动与上海市贸易收支的实证检验
（一）模型设定和数据说明
1.模型设定。
不同于国与国之间的贸易，地区对外贸易受国内外产出的影响相对较小。不过，本地的产出会对其出口产生系统性影响。根据上面的分析，外商投资企业在上海市对外贸易中居于重要地位，因此应该将外商直接投资（FDI）纳入到模型当中。同时，由于本文考察的是上海市整体对外贸易状况，因此应该使用人民币有效汇率，最终设定的上海市进出口模型如下：
IM=f(GDP,FDI,REER)
EX=f(GDP,FDI,REER)
TB=f(GDP,FDI,REER)
其中，GDP是上海市实际GDP，FDI为上海市外商直接投资，REER为人民币实际有效汇率。实际有效汇率是某一货币对所选几种货币实际双边汇率的加权平均值，它能够反映该国商品的国际竞争力。
考虑到我国对外开放程度的不断提高，本文增加了贸易自由化变量T，以时间趋势项来代替，用以反映中国对外贸易政策变动的影响。同时，为了分析实际汇率与贸易自由化的综合影响，本文还增加了T×REER项。
2.数据来源和说明。
本文采用年度数据，样本期为1993-2004年。为了便于分析，本文采取对数形式进行实证分析，各变量取对数后变成无纲变量，可以直接进入模型。
进口IM为上海市进口的对数值，出口EX为上海市出口的对数值，贸易收支TB为出口/进口的对数值，各年贸易数据来自《海关统计年鉴》。
GDP是以2000年价格水平衡量的上海实际GDP的对数值，FDI为外商直接投资的对数值，各年数据均来自《上海市统计年鉴》。
REER为人民币实际有效汇率的对数值，各年数据来源于IMF《国际金融年鉴》，统一调整为以2000年为基期的指数。
3.ADF检验。
为了进行实证分析，首先对基本数据进行平稳性检验。本文采取扩展的迪基-富勒方法（ADF）来进行序列的单位根检验。对每个时间序列，采取如下的估算方程：
检验结果显示，各时间序列均是一阶平稳数据，不存在虚假回归问题。因此，下文将使用最小二乘法（OLS）估计进出口方程和贸易收支方程，确定方程的最终依据是其整体拟合效果、残差是否存在自相关以及主要解释变量是否显著。
（二）人民币汇率与上海市贸易收支的实证分析
本文采用Eviews4.1软件进行回归分析，结果如表-1所示。
从回归结果可以看出：
1.本地收入水平的提高同时促进了上海市的进口和出口，但其对出口供给能力的影响强度高于进口需求方面。因此，总体上看，上海市GDP 增长增加了贸易收支的顺差，GDP每增长1%，当地的贸易收支顺差增加0788%。可见，上海市有较强的出口能力。
2.贸易自由化程度的提高同时促进了上海市进出口贸易的增长，但贸易自由化程度的提高更有利于上海市进口需求的释放，因此总体上增加了上海市的贸易逆差。
3.外商直接投资同时促进了上海市进出口贸易的增长，但其在进口方面的促进作用大于出口，因此总体上扩大了上海市的贸易逆差。
4.人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长，这种促进作用随着贸易自由化程度的提高而不断增强，出口弹性值到2004年达到了-192。进口方面，人民币贬值对上海市进口产生了一定的抑制作用，但其作用力度不大，样本期的平均弹性仅为029。综合两方面的影响，我们发现，人民币汇率贬值对上海市减少贸易收支逆差有较强的促进作用，样本期内的平均弹性达到-1.33（见表-2和表-3）。
参考文献：
[1] 张晓峒.计量经济分析.经济科学出版社，2001
关键词:进口贸易;技术溢出效应;研究综述
中图分类号:F74
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)07-0120-01
技术溢出是指通过技术的非自愿扩散,促进了当地技术和生产力水平的提高,是技术外在性的一种表现。20世纪80年代以来,对进口贸易技术溢出效应的研究引起了经济学界的广泛关注,其中国外学者取得了较为丰富的理论和实践成果。
1 国外关于进口贸易技术溢出效应的理论基础
1.1 新增长理论中的技术溢出效应
新增长理论将技术进步内生化,认为技术进步是经济增长的最终源泉,它是由研发投入、人力资本、干中学以及劳动分工等各种内生因素决定的,其中基于外部性效应的内生增长模型已成为刻画技术进步的一条重要线索。
Arrow (1962)最早用知识的外部性揭示了溢出效应对经济增长的作用。他认为技术是从学习过程中获得的,而学习来自于实践经验以及生产投资活动。他假定技术进步或生产率的提高是资本积累的副产品,即投资具有溢出效应,进行投资的厂商可以通过积累经验来提高生产率,其他厂商也可以通过“学习”提高生产率。
Romer (1986)沿着Arrow的内生技术进步理论,提出了知识溢出模型。他强调知识的外部性,其具有的溢出效应使得任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率,由此带来的递增报酬是经济增长的主要源泉,而资本的边际生产率不会因固定生产要素的存在而递减,内生的技术进步是经济增长的动力。
Lucas (1988)构建了一个人力资本外部性增长模型,将人力资本内生化,假定人力资本是人们在生产过程中“边干边学”的结果,指出整个经济系统的外部性是由人力资本的溢出效应造成的。
根据新增长理论,技术创新是推动生产率提高的核心因素,创新活动的显著特征是具有溢出效应和外部收益。如果对外贸易能够促进一国的创新活动,便能促进该国的经济增长。
1.2 新贸易理论中的技术溢出效应
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。在将技术内生化的同时把经济增长引入这一分析框架,研究技术变动、进口贸易、经济增长三者间的互动关系。其中最具代表性的是Grossman和Helpman ( 1991)首次运用一般均衡模型分析开放经济中贸易、增长和技术进步之间的关系。研究表明,进口贸易作为物化型技术溢出渠道,不仅可以引进国外高质量的最终制成品,而且可以通过引进国外先进的中间产品来提高本国最终产品的技术含量,改善进口国的技术吸收能力,从而促进进口国生产率的提高。一国通过进口贸易往往能更直接分享到贸易伙伴国R&D投入的成果进而促进本国全要素生产率的提高。
2 国外对进口贸易技术溢出效应的实证研究回顾
Grossman and Helpman,在1991年《全球经济中的创新与增长》一书中,运用Lucas的两部门内生经济增长模型,分析了中间产品贸易和最终产品贸易对长期经济增长的影响。发现,贸易的开放促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置,从而促进了经济增长。
Coe和Helpman ( 1995 )使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量,采用21个国家的面板数据,考察进口贸易对国际技术溢出和TFP增长的影响。研究表明:一国的TFP不仅取决于本国的国内R&D资本,还依赖于国外的R&D存量,国外的R&D存量可以通过贸易的方式对国内的GDP产生正面作用,一国的贸易开放度越高,所获得的国际技术溢出效应越大。
Hejazi and Safarian (1996)使用Coe and Helpman(1995)论文中的数据,分析美国R&D资本存量怎样通过出口和对外FDI影响其余20个工业化国家,认为美国R&D的确通过上述渠道给其他国家带来收益。
Coe,Helpman和Hoffmaister ( 1997)在CH模型的基础上引入了进口渗透率和人力资本存量作为变量,采用77个发展中国家的面板数据,验证了贸易伙伴国R&D资本存量对发展中国家全要素生产率的影响。
Misa Okabe (2002)选取东亚七国为样本,考察OECD国家R&D投入对发展中国家TFP的影响,最终证实了进口贸易技术溢出对TFP增长的促进作用。
Jakob (2005)运用国内人口数量将国内技术存量进行标准化,用国外实际GDP对国外技术存量进行平减,以人均进口量作为权重对国外R&D进行加权,采用13个OECD国家的面板数据,实证检验结果表明进口贸易技术溢出能够给OECD国家带来200%的TFP增长。
3 进口贸易技术溢出效应影晌因素研究回顾
尽管国际贸易作为国际技术溢出的一个渠道已经得到了广泛的认同,但对不同国家和地区的实证检验表明,技术溢出的效果存在很大的差异性,国际贸易产生的技术溢出要受到许多因素的制约:
第一,人力资本存量。人力资本以劳动者为载体,体现了劳动者的素质和技能,是技术进步的重要源泉。人力资本的积累一方面直接促进了本国的技术进步,另一方面可以增强吸收贸易溢出的先进技术知识的能力,从而更有效地分享国外的 R&D 成果,提升本国的全要素生产率。
Coe,Helpman和Hoffmaister (1997)在CH模型基础上引入进口渗透率和人力资本变量,采用77个欠发达国家的面板数据进行分析,结论表明,发展中国家的TFP与其工业化的贸易伙伴国的R&D以及本国的人力资本存量呈显著的正相关关系。
Jorge,Carmela和Francisco( 2002)通过增加进口渗透率变量,同样使用OECD国家的数据,证明了进口贸易技术溢出效应对这些国家经济增长的重要性。他们认为,国内R&D存量和人力资本才是国外技术外溢的关键。
Falvey、Foster 和Greenaway(2002,2004)在模型中引入人力资本,采用52 个发展中国家的面板数据,研究5 个 OECD 国家的技术溢出效应,检验结论表明人力资本对进口贸易的技术溢出效应具有显著的促进作用。
第二,地理因素。由于商品贸易存在与地理距离正相关的运输成本,贸易的发生量与贸易伙伴国之间的地理距离成反向关系。因此,地理距离对贸易量具有一定的限制作用,从而对国际技术溢出具有一定的负面影响。
Maurice Schiff 和 Yanling Wang(2004)从区域贸易协议(RTA)的角度研究了南北贸易的技术扩散效应。他们分别检验了国际贸易的技术溢出效应对韩国、墨西哥和波兰等国 TFP 的影响,结果表明技术溢出的效果具有“区域化”的特点,即韩国、墨西哥和波兰分别主要从其同日本、美国和欧盟之间的贸易中获益,其原因可能是RTA 下的贸易伙伴之间的贸易量较大或是距离近、运输成本较低。
Keller (2002)在引入地理距离指数化衰减函数对经合组织成员国间的国际技术溢出进行分析后发现,国际技术溢出程度确实与地理距离成反向关系。
第三,贸易结构。贸易产品结构和产业结构同样会对进口贸易技术溢出产生影响,不同的贸易产业结构和产品结构会导致不同的技术扩散效应。
Keller ( 2001)指出,在OECD国家80%的制造业的研发集中于四类ISIC产业:化学产品、电子的和非电子的机械、运输设备,国际贸易技术扩散效应的发挥因为产业的不同而有差异。
Blyde (2001)研究发现OECD的进口贸易比拉丁美洲的进口具有更强的扩散效应,原因是OECD的进口贸易产品比拉丁美洲的进口产品有更高的技术含量。
Schiff,Wang和Olarreaga ( 2002)把行业按照研发的密集程度分为高、低两类,结果发现高研发密集的行业主要受益于北――南之间的R&D扩散,而低研发密集的行业主要受益于南――南之间的技术扩散。
参考文献
关键词：服务贸易；货物贸易；替代效应；互补效应
中图分类号：F757.68文献标识码：A文章编号：1001-6260（2009）01-0055-06
一、问题的提出
随着社会发展水平的逐渐提高，第三产业在经济中所占比重会逐步增加，当单位产值的贸易额保持一定时就会加大服务贸易的份额，这就必然会对货物贸易的发展造成相应的冲击。就中国而言，政府已经注意到了发展服务贸易的重要性。如，在十七大报告中明确提出要“大力发展服务贸易”，国务院在2007年3月提出“把大力发展服务贸易作为转变外贸增长方式、提升对外开放水平的重要内容”，商务部在2007年12月了该领域的第一个规划（《服务贸易发展“十一五”规划纲要》）以推动服务贸易的发展。服务贸易和货物贸易是外贸的两个重要组成部分，服务贸易的很多部门是货物贸易的支撑产业，而货物贸易也会对服务贸易的进一步发展产生反作用力，因此有必要考察两者的替代性。国内外学者对该问题进行了相应的研究。如，Melvin（1989）认为，服务出口的增加必然会带来货物贸易的赤字，且在贸易平衡、商品可交易、消费不可交易和生产自由流动等条件下，一国的生产出口对货物的进口有拉动作用。Jones等（1990）采取竞争模型进行了分析，发现服务出口的增加会减少货物的出口。Marrewijk等（1996）采取一般均衡模型进行了考察，认为当其他条件相同时，生产市场较大的国家（地区）将出口生产而进口货物。Robinson等（2002）使用CGE模型研究后认为服务贸易与货物贸易存在着一定的相关性。Mazumdar（2005）采取微观经济学的定价原理，构建了用以分析服务进口与货物出口关联性的理论模型并进行了实证研究。
谢康等（2000）通过分析指出，货物贸易净值与服务贸易净值总体上表现为负相关，这在发达国家较为明显而在发展中国家不明显。陈兆军（2001）将服务贸易分成消费性和生产性两种，运用变形后的迪尔多夫模型进行了研究，发现广义的要素服务贸易与货物贸易存在互补性，但产品服务贸易与货物贸易不存在明确的互补性。周燕等（2007）通过对世界主要国家的数据进行简单分析后发现，服务贸易和货物贸易有着总量互补和差额替代的关联性，货物贸易和服务贸易的差额替代性体现了不同国家的比较优势，表明仅拥有劳动密集型制造业优势的发展中国家可能会在长期内存在服务贸易逆差。陈怡（2006）使用我国的投入产出表分析了不同贸易对各部门的贡献，发现货物贸易对服务部门的贡献大于服务贸易对货物部门的贡献, 由此认为我国的服务贸易亟待发展。此外，蔡洁等（2007）构建福利模型分析了服务贸易自由化和货物贸易自由化的收益差异，指出服务贸易自由化的收益大于货物贸易自由化的收益，以发展服务贸易为主、实现服务贸易的自由化是贸易自由化发展的高级阶段，但中国目前的服务贸易发展水平还不具备实现高级阶段的条件。
由上述研究可知，学者们主要从理论上考察了服务贸易与货物贸易的关联性，研究的是服务贸易与货物贸易在某些层面的相互影响，或者是进行了简单数据分析，而没有对两者关联性进行全面的定量分析。究其原因，可能与数据难以充分获取有关，如在联合国的统计数据库中也只能得到1980年后各个国家的相对不完整的服务贸易数据。南北国家的经济发展落差明显，服务贸易与货物贸易的发展也应该会呈现出相应的差异，由此发达国家和发展中国家的服务贸易与货物贸易的关联性及其差异性就值得深入探讨。为此，本文首先分析服务贸易与货物贸易的现状，随后采取面板数据模型从多视角考察发达国家和发展中国家两者的关联性及其差异性，最后对研究结论进行总结。
二、服务贸易与货物贸易的发展现状
按照联合国贸易和发展会议统计数据库中的分类，将全球分为发达国家、发展中国家和转型国家。本文中指的南方国家和北方国家分别为发展中国家和发达国家，均不包括转型国家。南北经济发展呈现出明显的区域差异，在1980―2006年间发达国家占全球GDP的比重为2/3以上，而同期的发展中国家则为20%左右，详见图1。自20世纪80年代以来，发达国家占全球GDP的比重出现了较为明显的波动，1980―1992年间上升明显，1993―2003年间变化较小（1997年除外），而在近年下降趋势显著。发展中国家占全球GDP的比重与发达国家基本上呈现出反向的变化，但在某些时期也出现了同向的变化，如1986―1992年间的上升势头明显。究其原因，可能与1989年的东欧动乱有关，即由此出现的转型国家在此前和此后的一段时间，经济发展相对全球而言出现了明显的下滑，并且到2003年才有所恢复。
通常将国际贸易分为货物贸易、服务贸易和技术贸易三种，由于技术贸易额相对较小，在统计资料中难以充分获取相应的数据，因而我们采取服务贸易与货物贸易之比来表示相对贸易结构。一个区域的相对贸易结构的该值越高，则可认为该区域的第三产业发展水平越高，其经济发展水平也就越高。从图2可知：全球在1980―1994年间该值呈现出较为明显的上升趋势，随后下降趋势显著，尤其是2002―2006年间下降得比较快；发达国家该值在1980―1993年间增加明显，而1994―2006年间的变化比较小；发展中国家该值在1980―1986年间与全球的平均水平基本相似，1987―1993年间的差异逐渐拉大，随后差距就相应缩小，而在2000―2006年间的差距则稳定在4～5个百分点。通过进一步分析可知，发达国家总体上比全球的平均水平要高2～3个百分点且与全球的变化趋势基本相同，发展中国家在1987年后与全球的平均水平存在着较为明显的差距。
现转向分析特定贸易的结构，用出口占该种贸易的百分比值来表示。如果该值大于50%，则说明出口额大于进口额，小于50%，则认为出口额小于进口额。将相关数据代入，得到了图3和图4，分别表示1980―2006年间全球、发达国家和发展中国家的出口占服务贸易与货物贸易的百分比值。由图3可知：发达国家的服务出口在总体上略大于进口；发展中国家的服务出口明显小于进口，如该值在1980年仅为35%左右，但1995年后就维持在47%左右。从图4可以看出：发达国家在1980年的出口比重相对较低，但在1993年的进口额与出口额则基本相同，并且出口在近年相对于进口而言有所下降，如在2006年与1980年的该值基本相同；发展中国家的变化趋势与发达国家相反。对比图3和图4可知，发展中国家在服务出口上存在较为明显的劣势但在商品出口上有着一定的优势，而发达国家与发展中国家刚好相反。
三、服务贸易与货物贸易关联性：替代还是互补
通常可以将产品分为贸易品和非贸易品两种，当生产函数未出现重大变化且国家竞争力变化不大时，一国的贸易品和非贸易品的比重应该维持在相对稳定的水平。但是，在现行的经济发展状况下，随着经济发展水平的日益提升和开放力度的不断加大，贸易品的内部结构应该会呈现出相应的变化，即服务和货物的出口会出现动态的变化，由此必然会引致货物出口与服务出口出现一定的关联性。对于进口而言，一国只能用有限的外汇来购买货物和服务，即货物进口和服务进口存在着预算约束，货物进口的变化会对服务的进口产生相应的影响。在缺少资金、人力资本等生产要素时，一国会将进口的服务视为要素（中间品）来安排生产，致使服务进口和货物出口存在着发展的联动性。此外，由于货物进出口对服务进出口的影响可能会存在一定的差异，因而有必要综合分析货物贸易额对服务贸易额的影响。故此，考察服务贸易与货物贸易的上述四层面是否存在替代性或互补性，即分析服务出口与货物出口、服务进口与货物进口、服务进口与货物出口、服务进出口额与货物进口额之间的关联性，就是本文随后需要分析的问题。
为考察货物贸易对服务贸易的动态影响, 本文以各国为横截面单元, 进而将之并入发达国家与发展中国家以建立计量模型, 即是以前期的服务贸易指标和当期及滞后若干期的货物贸易指标作为解释变量，以当期的服务贸易作为被解释变量而形成面板数据模型(1), 以分析南北国家不同类型的服务贸易与货物贸易的关联性及其差异性。
其中：Y为服务贸易指标，X为货物贸易指标。α1度量了前期服务贸易对当期服务贸易的影响, α2度量了当期货物贸易对当期服务贸易的影响, α3和α4分别度量了滞后一期和滞后二期的货物贸易对当期服务贸易的影响。i=1、2、3...分别表示不同国家, t=1、2、3...分别表示样本年度, η度量了各截面单元的个体差异, μi,t为随机扰动项。若估计出的α2大于零, 则说明货物贸易额的增加有利于该区域服务贸易额的增加，即货物贸易与服务贸易在短期内存在互补性。如果α3、α4大于零,表明货物贸易增加对区域服务贸易增加有利，即服务贸易与货物贸易在长期内存在互补性，否则两者就存在替代性或无相关性。
研究需要的数据来自于省略。为较为全面地考察发达国家和发展中国家服务贸易与货物贸易的替代性或互补性，从贸易总量和贸易差额两方面进行探析。结合现有数据将研究总量关联性的时间定为1982―2005年，而将研究差额关联性的时间设为1983―2005年。在研究中，由于难以获取各个国家的服务贸易与货物贸易在上述时间段内的完整数据，故按照如下原则确定样本：（1）对服务贸易和货物贸易数据缺失过多的国家不予考虑。（2）其他国家的贸易数据缺失通过计算得出。如，某国某一年的服务进口或出口的数据缺失，则用上一年的货物进口或出口的增长速度来衡量变化情况；当服务贸易和货物贸易的数据同时缺失，则采取差值法先计算出货物贸易额再得出服务贸易额。（3）为使数据保持一致，对一些发生动荡的国家（地区）进行处理：将前捷克斯洛伐克和捷克共和国合为捷克，将比利时与卢森堡合为比利时―卢森堡，前联邦德国和德国合为德国，前埃塞俄比亚和埃塞俄比亚合为埃塞俄比亚，前也门民主共和国和也门合为也门。此外，由于转型国家出现的时间相对较短而不纳入考虑的范畴。经过上述处理，得到了28个发达国家和103个发展中国家1982―2005年间的相关数据，其中美洲、欧洲、亚洲、非洲和大洋洲分别有35、22、28、38和8个国家如有必要，可向作者索要相关数据。，以此来考察发达国家和发展中国家服务贸易与货物贸易之间的替代性及其差异性。
为与前述分析保持一致，同时从总量与差额两方面考察服务贸易与货物贸易发展的关联性，将之分为若干个方程进行研究：服务出口与货物出口的动态效应（在表中表示为Ⅰ）、服务进口与货物进口的动态效应（在表中表示为Ⅱ）、服务进口与货物出口的动态效应（在表中表示为Ⅲ）和服务总量与货物总量的动态效应（在表中表示为Ⅳ）。通过Hausman检验可以看出，上述各个方程采取固定效应模型得出的计量结果都要优于混合估计模型和随机估计模型，故在文中只报告出固定效应模型的结果。与此同时，采取最小二乘法对固定效应模型进行估计。有关服务贸易与货物贸易的总量和差额的相互影响的计量结果，详见表1和表2。
从服务贸易总量与货物贸易总量的关联性来看，无论是发达国家还是发展中国家，各个方程调整后的相关系数都为0.98以上，P值均为0.00，DW值均在2.0左右波动，并且各个自变量都通过了1%的显著性检验，由此表明各个方程在总体上都拟合得比较好。滞后一期的服务贸易对当期的服务贸易的弹性比较大（最小值为0.9270），并且发达国家的弹性系数在同等条件下比发展中国家相对应的弹性系数要大。发达国家当期货物贸易额对当期服务贸易额的弹性比较稳定，如最大值与最小值仅相差0.0761。然而，发展中国家的该弹性系数差别比较大，如当期货物出口对当期服务出口和当期服务进口的弹性分别为0.1838和0.1654，而当期货物进口对当期服务进口的弹性和货物贸易总量对服务贸易总量的弹性则均为0.4左右。无论是发达国家还是发展中国家，滞后一期和滞后二期的货物贸易总量对服务贸易总量的弹性均为负数，显示出两者存在较为明显的替代性。发达国家滞后一期的货物贸易总量对当期服务贸易总量的替代[JP+1]弹性较大且相差不大，如最大值和最小值分别为0.4416和0.3397；而发展中国家的该弹性系数差别比较大，尤其是滞后[CM（19*5/6]一期的货物出口对当期服务进口的弹性仅为[CM）]0.0367。相对于滞后一期而言，发达国家和发展中国家的滞后二期的弹性系数偏小，并且不同类型的货物贸易总量对服务贸易总量的弹性相差不大。由此可知，发达国家的当期和滞后一期的货物贸易对当期服务贸易的弹性比同等条件下的发展中国家要大，但对于滞后二期的两者关联性而言，发达国家与发展中国家的差别不是很大，表明发达国家的货物贸易总量对服务贸易总量的替代性比发展中国家明显。
表2与表1的各方程的计量效果基本相似，但在拟合度上要相对小一些，即各个方程调整后的相关系数均为0.65左右。除发展中国家滞后一期的服务出口差额对当期服务出口差额的弹性较大外（0.4973），其余七个相对应的方程的弹性系数相差不大，均在0.25~0.33之间。发达国家当期货物贸易差额对当期服务贸易差额的弹性系数都在0.4以上，但对发展中国家而言，除了货物进口对服务进口的弹性系数在0.4左右，其余三个方程的该弹性系数相差比较大。无论是发达国家还是发展中国家，滞后一期和滞后二期的货物贸易差额对当期服务贸易差额的弹性系数均为正数，表明两者存在着互补性。此外，滞后期的货物贸易的弹性系数都相对较小且相差不大，最大为发展中国家滞后一期的货物贸易差额对服务贸易差额的弹性，最小为发达国家滞后一期的货物出口差额对服务出口差额的弹性，并且发展中国家的弹性比发达国家的相对应方程的弹性要大。[HT7]
对比表1和表2可知，滞后期的货物贸易总量与当期服务贸易总量存在替代性，而滞后期的货物贸易差额与当期服务贸易差额则存在互补性，并且替代性总体上比互补性要大。发达国家和发展中国家滞后一期的弹性系数在采取总量与差额进行计算时差别较大，滞后二期的发达国家和发展中国家的总量与差额的弹性相差不大，而且采取差额得出的货物贸易对服务贸易弹性的影响总体上比采取总量时要小。就滞后一期和滞后二期的货物出口对服务进口的弹性相对应的方程而言，发达国家的差额的互补效应小于发展中国家，而在总量的效应上则是发达国家的替代效应强于发展中国家，但发达国家和发展中国家滞后二期的货物贸易总量对服务贸易总量的替代效应除外。
四、结论
本文在分析服务贸易与货物贸易发展差异性的同时，将131个国家分成发达国家和发展中国家，从贸易总量和贸易差额两方面，采取1982―2005年的数据从服务出口与货物出口、服务进口与货物进口、服务进口与货物出口和服务贸易额与货物贸易额的关联性四个视角考察了两者的替代性及其差异。从现状分析可知，发达国家的服务贸易与货物贸易的比值高于发展中国家，并且发达国家的服务出口多于进口且货物出口少于进口，而发展中国家则刚好与发达国家相反。采取面板数据模型的研究结果表明，各个方程的总体拟合效果较好，都通过了显著性检验，且上述四个研究视角都没有改变服务贸易与货物贸易的关联性。采取服务贸易和货物贸易的总量的计量结果显示，服务贸易与货物贸易在短期内存在明显的互补性，而在长期内则表现为替代性，并且发达国家的替代性在总体上要强于发展中国家。采取服务贸易与货物贸易的差额的计量结果表明，两者之间存在着互补性，发达国家
的互补性在短期内强于而在长期内则要弱于发展中国家。
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Analysis on Substitution and Differentiation between Service Trade
and Merchandise Trade
LI Bingqiang LU Yuduo
(Department of Economics, Dalian University of Technology, Dalian 116024)
Abstract: This paper introduces the status quo between service trade and merchandise trade in many aspects, investigats their effects on substitution and differentiation in four perspectives based on the total trade amount and balance of trade of 131 countries during 1982～2005. The results show that there is supplementary effect between service trade and merchandise trade over a short period, and substitution effect between total amount and supplementary effect between balance of trade over a long period. Compared with developing countries, developed countries have stronger substitution effect and weaker supplementary effect on a longterm basis.
关键词：中间品进口 进口RCA指数 制造品出口
一、引言
近年来，中国对外贸易顺差的不断扩大给中国带来了政治上和经济上的诸多问题，也引起了国内外学者的广泛关注。研究表明，中国在国际分工中所处的地位是中国对外贸易失衡的主要原因，即中国在国际生产网络中扮演着加工装配地的角色，有大量的进口中间品经过加工组装后出口到海外，导致了中国对外出口的大量增加。Henryk Kierzkowski和Lurong Chen(2007)指出，如今零部件贸易比最终品贸易更为频繁，碎片化生产和外包已经成为常态。田文（2005）认为，目前由于新兴工业化国家与发展中国家不断加入到国际分工中来， 产品内贸易不但在量上成为国际贸易显着增长的原因， 而且成为国际贸易流向与格局变化的重要力量， 成为发展中国家实现工业化与产业结构升级的新途径。崔玮（2009）根据联合国BEC行业分类标准对中国中间品的进口规模进行了估算，认为我国进口商品主要为中间投入品，占总进口的比例达到了60%左右，中国已积极加入到国际产品内分工中。Sven. W. Arndt(2007)强调，现在，越来越多的产品在多个国家生产，对于双边贸易平衡的分析考虑已经在逐渐失去价值。
鉴于中国在国际分工中所处的地位，中间品的进口势必会对中国的出口能力产生很大的影响，本文旨在通过数据分析中国的中间品进口规模并运用面板数据分析其对中国制造品出口的影响。
二、中国的中间品进口规模
在本文研究中间品进口对中国制造品出口的影响之前，首先需要分析中国中间品的进口规模。由于本文主要侧重于中间品进口对制造品出口的影响分析，因此相应的中间品是指生产制造品所需的中间投入品，基于SITC 2的分类标准，主要存在于7类和8类商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13类），其界定参见Francis Ng， Alexander Yeats(1999)。从1987年至今，中国的中间品进口规模不断扩大，占世界中间品总进口的份额也在不断提高，此处主要选择1989、1999和2009三个年份的数据进行对比分析，如图1所示。
从图1中可以看出，从1989年到2009年，除72类和89类中间品进口占世界中间品总进口的比重有所下降外，其他类别的中间品进口比重都呈大幅上升趋势，2009年多数类别的中间品进口占世界总进口的比重超过了5%，特别是73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的中间品进口比重占到了世界总进口的10%以上，77类和88类甚至超过了15%，中国中间品进口拥有如此大的规模，足以说明，中国已经成为了“世界工厂”，大量的进口中间投入品进行加工组装后再将制成品出口到其他国家和地区。
图1 中国各类中间品进口占世界中间品总进口的比重
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
但是单凭中间品进口占世界中间品总进口的比重还不足以说明中国在加工装配方面所具有的优势，进口显性比较优势（RCA）指数则可以给出有力的证明。进口RCA指数是出口RCA指数的一种变形，当RCA指数用中间品的进口数据来进行计算，那么该指数可以用来判断一国在零部件组装上是否具有比较优势，公式为：
如果 大于1则说明i国在j产品的装配上具有比较优势，反之，则说明i国在j产品的装配上具有比较劣势。
根据进口RCA指数的公式，可以计算出中国在涉及中间品加工装配的行业中是否具有比较优势，图2为2009年中国13类制造行业的进口RCA指数。
图2 2009年中国13类制造行业的进口RCA指数
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
从图2中可以看出，2009年中国73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件、87类——专业科学控制仪器、器具和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的进口RCA指数均大于1，说明中国在这些行业的加工装配上是具有比较优势的，与图1相对应的，这些行业的中间品进口占世界总进口的比重也是最高的。
三、中间品进口对中国制造品出口影响的实证分析
通过前面的分析可以看出，中国的中间品进口规模巨大，且在一些制造行业的加工装配上具有比较优势，这些都会对中国的制造品出口产生直接的影响，从而导致中国的对外贸易顺差大幅增加。那么，中间品进口究竟在多大的程度上影响了中国制造品的出口，本文采用实证分析的方式进行研究。
下面利用1987-2009年的相关数据，采用面板数据模型分析中间品进口对中国制造品出口的影响，计量模型设定
Log表示对数值，相关指标的定义和数据来源见表1。
表1 变量定义及数据来源
经过前一部分的分析可以知道，中国的中间品进口额和进口RCA指数均可以用来衡量中国中间品的进口规模，而这两个指标存在一定的相关性，将这两个指标分别代入模型进行面板数据回归，既可以测算中间品的进口对中国制造品出口的影响，又可以检验模型的稳定性，因此设置了两个结构相同的模型。由于中国的制造品出口受供给和需求两方面因素的影响，供给方面的影响可以用中国的GDP来衡量，而需求方面的影响则与中国贸易伙伴国的经济发展密切相关，因此在该模型中加入了中国主要贸易伙伴国的加权GDP作为解释变量，计算方式是将2008年中国出口额排名前25位的目的国家或地区的GDP进行加权。人民币的实际有效汇率是影响中国出口的重要因素，因此也需要将这一解释变量置于模型中。
为避免序列自相关性的影响，在模型估算中对对数数据进行了一阶差分，在以下表格中为简洁起见，PC即表示中国中间品进口额对数值一阶差分后的指标，其他指标类似。经检验，模型采用随机效应，实证结果如表2所示。
表2 中间品进口对中国制造品出口影响的实证结果
注：***，**，*分别表示1%，5%和10%水平下显着，括号中数值为t值。
对比两个模型的实证结果可以看到，各变量系数相对稳定且差异不大，说明模型结构较为稳定。中间品进口对中国制造品出口的影响反映在PC和RCA的系数上，结果表明中间品进口以及进口RCA指数对中国制造品出口存在显着的正的影响，也就是中间品进口的增加和进口RCA指数上升都将显着的促进中国制造品出口的增加。中间品进口增加1%，中国制造品出口将增加0.35%，而进口RCA指数上升1%，中国制造品出口将增加0.11%。这一结果足以证明，中国在国际生产网络中所扮演的加工装配地的角色导致了中国制造品出口的大量增加。中国的GDP和中国主要贸易伙伴国的加权GDP同样对中国制造品的出口产生正的影响且非常显着，特别是主要贸易伙伴国的GDP，每变动1%，都会带来中国制造品出口大于1%的变动，说明外需是中国出口的重要影响因素。人民币实际有效汇率对中国制造品的出口存在显着的负的影响，即人民币的升值会导致中国制造品出口的下降，结果符合预期。
四、结论
本文的分析表明，中国的中间品进口规模巨大，且中间品进口对中国制造品的出口有显着的促进作用，说明中国在国际生产网络中主要扮演着加工装配地的角色，即从日本、韩国等新兴工业化国家进口中间品进行加工组装后再将最终产品出口到欧美等发达国家和地区。因此，中国的对外出口中其实包含了大量别国成分，并未完全得到对外贸易顺差所带来的利益。
：
[1]崔玮，（2009）“产品内分工对国际贸易的影响及我国分工地位研究”，《生产力研究》第21期
田文，（2005）“产品内贸易模式与利益分配研究”，《国际商务——对外经济贸易大学学报》第5 期
Alicia Garcia-Herrero,时任国际清算银行高级经济学家。作者用实证的方法对人民币汇率和亚洲贸易进行了研究,结果表明中国的贸易平衡对人民币实际有效汇率的波动敏感。目前中国的贸易盈余已如此庞大,汇率政策本身不足以改变贸易收支的失衡状况。通过人民币升值使贸易盈余缩减的潜力有限,因为中国的进口对人民币升值的反应并不如预期――进口有下降趋势而非如预期上升。作者通过中国与其主要贸易伙伴双边进口模型,发现进口对升值的反应在中国与东南亚国家的贸易中得到进一步的确认。该结果可能源于亚洲的垂直一体化,因为中国从东南亚进口中的相当一部分将再次出口。此外,研究发现许多亚洲国家的出口总量因人民币升值而下降,说明亚洲国家的出口依赖于中国的出口。
本刊征得作者同意,将此文翻译并予以发表,以期为国内读者提供有益的借鉴。作者对本刊的译文给予逐字逐句认真校正,其敬业精神让我们颇为感动,谨向Alicia Garcia-Herrero 女士表示衷心的感谢。
关键词: 国际经济 贸易平衡 汇率政策 人民币汇率
中图分类号: F830 文献标识码: A文章编号: 1006-1770(2009)09-09-06
Alicia Garcia-Herrero,作者时任国际清算银行亚太地区经济学家。
曾任欧洲中央银行执行委员会顾问团顾问,为该团五名成员之一。现为西班牙对外银行驻香港新兴市场首席经济师,重点研究新兴市场的经济发展情况。
一、介绍
中国在世界贸易中所占份额在过去几年中增长迅速,已经成为与德国和美国相媲美的世界上最大的出口国。根据中国海关统计,中国的贸易盈余在2004年仅为320亿美元(GDP的1.7%),从2005年起大幅攀升,2006年达到1800亿美元(GDP的7%),2007年进一步增长,超过GDP的10%,见图1。
一方面,中国的政策制订者希望人民币汇率能够人为地保持较低水平,以便利用外部需求,使经济得到较高的增长率。另一方面,价格在中国的转型经济中对供需的影响有限,对于提高汇率是否能够减少贸易盈余存在争议。
与第一个问题有关的事实是中国正面临来自工业化国家要求人民币升值的强大压力。人民币实际有效汇率(REER)在1994年到1997年末间呈现直线上升态势,在此之后开始下降,并持续至2005年7月中国宣布实施更为灵活的人民币汇率制度。问题是,贸易盈余的快速上升是否、以及在多大程度上是因为人民币汇率贬值而产生的。
中国的贸易盈余数量如此庞大,从而使这个问题不仅成为中国的重要问题,而且成为关系全球其他地区的重要问题。现有的研究并没有给出定论,因为缺乏适合的数据和足够长的时间跨度,人民币汇率和人民币贸易之间关系的研究受到制约。2003年夏起,大家普遍开始关注人民币汇率低估问题,对人民币汇率政策的研究大量涌现,但大部分集中于预测人民币的长期均衡汇率值,以及探讨什么样的汇率政策适合中国经济。这两组问题显然是相关的,最需要解决的问题是――考虑到全球经济的不平衡――中国是否应让人民币升值以减少其巨额贸易盈余。
本文运用协整分析法来研究这个问题。我们的研究结果表明,人民币升值从长期来看有利于减少中国贸易盈余,但效果有限。本文发现的中国进口弹性的特殊性可以解释这种现象:人民币实际汇率的升值对中国进口额有负面影响。通过分析双边进口模型,我们发现来自亚洲国家进口额趋于下降,但其它国家的并不下降。这一明显反常现象可以由亚洲国家的贸易垂直一体化来解释:中国来自东南亚国家的进口中相当一部分将再次出口。此外,我们发现东南亚国家难以通过增加对其它国家的出口弥补对中国出口的减少,这些国家的总出口因为人民币升值而下降。换句话说,东南亚国家的出口是中国出口的补充而不是替代。
本文第二部分解释分析方法和数据,第三部分显示中国出口和进口如何应对汇率和需求的变化,第四部分深入分析中国进口为何不会因人民币升值而大幅增长,为此我们分析了中国主要贸易伙伴的双边贸易模型并分析了有关亚洲国家的出口模型。第五部分得出结论。
二、研究方法和数据
为了评估中国进出口对人民币实际汇率的敏感性,我们建立标准的进出口模型,运用协整方法是因为我们对长期的关系更感兴趣。此外,我们使用进出口缩减式模型(Reduced-form),可以独立估算供给和需求,以避免联立方程偏差。为了避免因忽略变量而出现潜在问题,我们在缩减式模型中引入了供需因子。
两个估计模型如下:
模型中Xt是中国的出口量, Mt是中国的进口量, REERt是人民币实际有效汇率,Yt*是国外需求,Yt是中国国内需求,估计参数如下:α1出口汇率弹性,α2出口收入弹性,β1进口汇率弹性,β2进口收入弹性。
考虑到加工贸易在中国经济中的重要性,我们将加工贸易出口和一般贸易出口,以及加工贸易进口和一般贸易进口分别开进行研究。
在处理中国的贸易数据时,因为缺乏进出口价格总指数,价值和数量不容易分开。因而我们使用了价格指数的替代品,中国的CPI,我们用此的一个原因是因为中国整体的销售价格指数不存在。对于进口价格我们计算了中国25个最重要贸易伙伴的出口加权价格指数,并用该指数对中国进口进行调整。作为稳健性检验,我们将出口香港的价格替代中国出口价格,得到的结果相同。
REER来自IMF的国际金融统计,由以下公式表示:
公式中,N是指数中的货币数量,wi是货币ith的权重,rerit是中国与每个贸易伙伴的双边实际汇率,我们也用BIS构成的REER作稳健性检验,结果一致。
我们预期出口的汇率弹性为负,因为中国产品在国际市场上存在竞争。预期进口汇率的弹性并不明显。如果人民币升值增加的购买力强于因出口下降而减少的需求,汇率升值会刺激进口。进口对升值如何反应将依赖于其结构,如果进口产品作为国内产品的替代,价格弹性将是正的,即升值会增加进口。如果进口产品主要是出口加工部门的原料和设备等――这部分在中国份额很大,升值对进口的影响将是负的。
国外对中国出口的需求由世界进口(除中国进口)来计量,并用全球进口价格指数来调整。实际上也可以使用一些基于生产的衡量办法,但是缺少月度数据。更重要的是,该种数据难以体现过去几年世界贸易快速增长的特性――明显快于GDP增长――源于新兴经济体的开放。
对于中国国内一般贸易进口需求,我们使用工业生产量。GDP是经济产出的更宽泛的衡量,但2005年中国统计改革以来,中国尚未公布1994-2005年的GDP季度数据。对于加工贸易进口,我们使用加工出口量作为长期的需求因素。进出口的收入弹性预期同样为正。
考虑到贸易理论中提到的相关变量及中国特定因素,进出口模型中也引入一些额外的控制变量。对于出口,我们测试增值税(VAT)退税的作用,该税种在中国作为一种政策工具,取决于经济周期,对出口起到鼓励或限制作用。VAT退税的预期影响明显正相关。在缩减式模型中引入供给因素,我们使用产能利用率指标。经验来看,高的产能利用率会限制潜在的供给,从而阻碍出口增长。产能利用率由工业生产与其趋势的差异而决定,后者使用HP滤波方法加以计算。
出口模型中最后的控制变量是国外直接投资(FDI)存量。贸易和出口的关系在有关研究中已经很清楚,由于进入中国的FDI大量流入出口部门,中国对其相关性需加以考虑。尽管通常人们期望FDI存量增长会刺激中国出口,复杂的生产链结构,即在构成要素和未完工产品到达最后市场之前,可能通过多个国家周转,这会使经验结果变得复杂。
在进口模型中,进口关税需加以考虑,因为在中国加入WTO以后进口关税得到大幅削减。第二个控制变量同样是FDI存量。我们特别期望获得FDI存量的正的相关系数,因为国外公司比中国公司在生产中更可能使用进口机器、组件和零件。但由于外国公司在调整中国的生产链,进口会随着FDI存量的增加而减少。
最后,当统计显著时,决定性趋势变量会被纳入出口和进口模型。趋势变量有助于反映生产率的改进和中国经济中正在进行的改革,这些因素难以用其它方法衡量。
所有变量取对数,VAT优惠和进口关税除外,两者以占进出口价值的比重加以衡量。因为中国的数据不合乎季节形式,我们更愿意使用未经调整的系列,新年和12月份采用虚拟变量。
我们用1994年-2005年的数度数据,因为中国市场改革在1994年取得突破,之前的数据意义不大。一些改革与我们研究的问题特别相关,两种汇率系统得到统一,进口计划消除,许可和配额减少。价格改革也得到推动,人民币在经常项目中可兑换,私人部门受益于新公司法,得到快速发展。
三、中国进出口模型的显示结果
第一步,我们测试分析变量单整的阶数,使用ADF作为单根检验。近乎所有变量都是不平稳的,但是一阶差分都是平稳的。之后我们用Johansen方法测试协整变量是否存在。结果发现每个变量集中都至少存在一个协整变量。正如Phillips和Loretan提议,协整的存在使我们能够对滞后变量及其差分用非线性最小方差法进行回归预测。该方法会产出无偏和稳定的短期和长期预测参数。
对于在全样本中对出口和进口模型的回归(1994-2005),我们也采用较小时期,加入WTO以后时期(2000-2005),进行回归分析。在两种情况下,区分加工贸易和一般贸易很重要,因此,在进出口中分别进行分析。引入模型中的短期时滞最多有3个,我们最终只选入统计上显著的。
出口模型的检验结果可见调整后的表1。正如所预期的,中国出口的长期汇率弹性――加工贸易和一般贸易――都是负的,在加入WTO以后为显著。两个阶段中加工贸易出口的预期长期实际汇率的影响在-1.3,一般贸易出口从-2.3跌至-1.6。我们的结果非常接近于使用协整分析的其它文献的结果。(总出口1.5, Lau et al,2004;1.3, Shu and Yip ,2006),对于主要工业国家来说同样相似(美国和英国分别为1.5、1.6,Hooper et al ,1998)
对于一般贸易和加工贸易出口,在全样本中,世界需求对中国出口的长期正效应非常小而且统计上不显著,但是在加入WTO以后的时期确实变得显著。该结果与中国在加入WTO以前面临相当大的壁垒以从其它国家的增长中获益的事情相吻合。另外,对于近期例子,正如所预期的,中国出口的收入弹性非常接近于1。
至于控制变量,产能利用率对于出口在暂时或在滞后1个月中有显著影响,产能利用率的符号为负,与高增长时期国内市场的生产占更大份额的事实一致。VAT退税在统计上不显著,因而将它们从最后的估计中排除出去,因为将其考虑在内会因数据限制而缩短估计期。正如上文提及,FDI存量数据从1997年开始有,存量作为解释变量是在更近时期才被引入。令人奇怪的是,FDI存量对中国出口的影响统计上不显著。对于所有模型来说趋势变量都是正的且显著,出口在新年下降和12月增加。如果我们将趋势从估计中排除,世界需求和FDI存量的系数都是显著为正,而且重要。不过,我们对于汇率弹性的研究结果保持未变。
需求因素在解释过去进口时起到一个相对中性的角式。在较近的子样本中,加工贸易进口确实对外部需求有正向的反应,以加工贸易出口来衡量。同时,国内工业产出上升也增加了一般贸易进口,与预期一致。
正如人们预期的,FDI存量在长期对于一般贸易进口和加工贸易进口都有正向影响。最后,进口关税下调在长期会刺激进口。至于出口,在大部分检验中新年和12月份的虚拟变量显著。
最后,进口汇率弹性经常是负的且通常显著。唯一的例外是较近时期内的加工贸易进口,汇率的负系数仅在15%的水平上显著。汇率对加工贸易进口不仅有直接联系,而且通过加工贸易出口有间接联系。换句话说,人民币实际汇率升值倾向于减少进口而非增加进口。尽管初看下来有些矛盾,这个负的弹性在最近的文献中被提及,如Marquez 和Schindler (2006)。结果表明进口――即使是一般贸易进口――对于人民币升值而导致的出口下降比购买力的增加更为敏感。
四、探寻负汇率弹性背后的原因
人民币升值对进口影响为负这个结果需加以认真分析,特别是因其会涉及到人民币升值对贸易盈余的影响。我们先验的假设是这一结论与中国贸易的特殊性有关,正如中国与不同国家的双边贸易中所显示的巨大差异。
中国从亚洲其它国家进口大量中间商品供加工和再出口。因此,亚洲出口国家的高度垂直一体化使其对中国的进口更多的是对中国商品的补偿而非替代。这意味着人民币实际汇率的升值不仅会导致中国出口下降,也会导致中国的进口下降。
垂直一体化更适用于加工部门,但多数一般贸易进口,如投资品和原材料,也是出口部门的投入。总体来看,中国进口中低质量消费品的份额相对较小,因而仅有一小部分进口产品与中国国内生产形成竞争。一些进口产品仅跟随外国直接投资。
用数据对该问题作进一步的探究,我们对中国10个最大的贸易伙伴进行回归分析,评估人民币实际汇率升值对这些伙伴的影响是否不同。我们的先验结论是来自东南亚国家的进口,主要是供中国组装和再出口的中间产品,应该对人民币升值有负反应。依次的,来自其它国家的进口有望对人民币升值有不同反应,这依赖于这些国家的出口结构。估计双边模型如下所示:
中国的出口和进口国为J国(分别由Xtj和Mtj表示),双边实际汇率解释为(RERjt),外部和国内需求(Ytj* 和Yt),包括其它控制变量。因为缺乏有关数据,我们不能将进出口的一般贸易和加工贸易产品分开。如前一致,CPI作为中国出口的缩减因子,进口数量经每个贸易伙伴的出口价格指数进行转换。人民币和中国每个进出口伙伴国货币的双边实际汇率用CPI衡量。对中国出口的需求由每个出口伙伴国的实际GDP取代,中国国内需求由工业生产表示。我们在进出口模型中同样引入双边FDI存量。与以前相同,我们在中国出口模型中引入产能利用率。最后,当统计显著时趋势变量被引入。
我们取2000年-2005年作为估计的双边出口模型时间段,因为一些国家缺乏整个时间阶段的数据。这样不仅让我们能在国家之间进行结果比较,也可以对总的进出口模型的结果进行比较。与前面的程序相同,我们对所有双边变量构建单根检验。所有都是I(1),而且每个双边进出口模型中至少有一个协整向量。
双边出口模型的结果与我们总评估的结果非常相似,在不同国家间也类似。人民币对贸易伙伴国货币的升值将减少中国出口,尽管对美国和中国台北的相关性不显著。唯一的例外是中国香港,系数是正的但统计上不显著。考虑到香港与大陆之间贸易数据较难解释,香港的结果并不令人吃惊。对新加坡的出口汇率弹性是最高的,对美国出口不显著,见表2。
我们也发现中国贸易伙伴国的经济活动会增加中国出口,与预期一致。双边收入弹性除德国以外都高度显著。对于一些国家,特别是欧洲和美国,这种弹性非常大。可能原因是中国加入WTO以后较短的时间,使得世界贸易结构出现标志性变化。另外,较大的弹性说明了需求因素对于解释中美以及中欧间的巨大贸易不平衡具有重要性。
在一些案例中,我们对改进生产率、趋势变量的衡量,为正且显著。对于韩国和中国台北,趋势变量为负。至于FDI,韩国或中国台北对中国FDI的上升,增加了中国对这些国家和地区的出口,但是对于德国和意大利,这种影响是相反的。影响不同是因为亚洲和欧洲各国在与中国交易中行为方式不同。如上文所示,负的相关性可以反映生产过程向中国转移的情况。例如,过去一些半成品可能先从中国出口到德国然后加工后装运到最终目的地,但现在生产过程移至中国,不再需要将产品装至德国。当然这个结果仍需进一步的验证。
双边进口模型的结果不很一致,首先,我们预测长期价格弹性显示人民币实际汇率的升值减少中国从所有亚洲国家的进口。韩国和泰国的系数显著。对于高收入国家――美国、德国和日本――系数是负,但是在统计上不显著。只有俄罗斯和澳大利亚的系数是正,但统计上不显著。
至于收入弹性,通常是正的,尽管很低,统计上经常不显著。中国从日本、台北、德国、俄罗斯、马来西亚和泰国的进口随来自这些国家FDI的增加而增加。韩国有些例外,FDI长期系数是负的且显著。表2汇总了中国双边出口和进口模型中的长期价格弹性和收入弹性。
为了更好地理解中国与不同国家进口汇率弹性中存在的不同结果,我们检验了中国与其主要贸易伙伴国的进口构成。澳大利亚和俄罗斯对中国主要是出口能源和原材料,这也许可以解释中国从这些国家的进口对汇率反应较弱的原因。有些奇怪的是,中国经济活动的增加对于从俄罗斯的进口并没有显著的正的影响(实际上,其关系是负的,但统计上不显著)。缺少联系可能是因为俄罗斯和中国之间交通联系不发达:如果铁路满负荷,需求增加不会令更多的石油可以运入中国。相反,来自澳大利亚的进口确实随中国工业增加值的增加而增加。
在结果中可以清晰加以区分的第二批国家是那些高收入国家。德国、日本和美国的出口对于双边实际汇率的变化不敏感。德国和日本对中国的出口主要由FDI驱动,但美国对中国的出口受益于中国经济发展。考虑到从这些国家的出口结构,这些结果很自然。德国和日本出口到中国的商品一半为机械与电子,用于出口导向企业(主要是外资企业)。来自美国的进口,种类更多,包括大豆、飞机和高技术芯片。美国的大部分产品直接用于中国的国内部门,没有中国的替代品与其竞争,这可以解释低的甚至是负的汇率弹性。
第三类国家包括亚洲新兴国家,对中国的出口受人民币升值出现负影响。主要对中国的出口部门出口产品、部件和零件,因而他们对中国的出口与人民币升值负相关。
关键词：拉丁美洲；农产品贸易；引力模型；贸易潜力
F7247B
蔡鑫（1989-），男，山东单县人，硕士研究生，研究方向：农产品贸易。
一、引言
自加入WTO以来，中国同拉丁美洲国家的经贸关系不断发展，农产品贸易额有了较大幅度提高。2006年以来，中国已先后同智利、秘鲁和哥斯达黎加签署了自由贸易协定，且正在与哥伦比亚进行贸易谈判，有望于近期达成协议。2008年中国政府了《中国对拉丁美洲和加勒比政策文件》，提出中国将加强与拉丁美洲和加勒比国家在农业、投资、减贫等多领域的全面合作。
中国同拉丁美洲国家（简称中拉）农产品贸易额从1992年的82亿美元升至2011年的2618亿美元，涨幅超过30倍，年均增长率达441%。拉美国家是中国农产品的主要进口市场之一，近年来自拉美国家农产品进口额在中国农产品进口总额中的比例始终保持在27%左右。由于地理因素的差异，中国同拉美国家农产品贸易的互补性要远远大于竞争性。可以预见在相当长的一段时间内，中拉双边农产品贸易额仍将持续增长。与此同时，也应该注意到农产品贸易发展的不平衡性，如贸易逆差逐步扩大，进口来源国与进口商品种类较为单一等。在这种形势下，开展对中拉农产品贸易影响因素和潜力问题的研究，对于促进中拉农产品贸易可持续增长、经贸关系健康发展具有重要的现实意义。
二、文献综述
国内系统研究中拉农产品贸易的文献很少，仅限于介绍中拉农产品贸易的现状、特征与发展趋势。马建蕾与秦富等（2012）指出中国与拉美国家农产品贸易发展非常不平衡，双边农产品贸易存在巨大的发展潜力，也面临着跨国公司控制、贸易成本高昂、拉美国家农业投资环境不理想等多方面的挑战，同时针对进一步提高贸易和投资的便利化程度提出了对策建议。董银果等（2008）认为中国与拉丁美洲经贸关系的发展可分为中国加入WTO前和加入WTO后两个阶段：中国加入WTO前，双边经贸关系发展较为平缓，而加入WTO双边贸易规模急剧扩大，贸易品种多样化，产业间贸易和互补贸易特征明显。贾焰等（2010）在介绍拉丁美洲农业概况的基础上，分析了中国与拉丁美洲农业贸易和农产品合作现状，并提出了建立健全双边农业合作机制、成立农业技术中心、派遣专家加强农业技术合作等对策建议。
近年来，许多国内学者采用引力模型对中国的贸易流量和潜力进行实证研究。盛斌等（2004）运用引力模型检验了新兴市场经济体的出口贸易流量，从总量和部门两个层次就中国对40个主要贸易伙伴的出口潜力进行了估算，结果显示中国出口总体上表现为“贸易过度”，但俄罗斯、日本等7个国家和地区表现为“贸易不足”。孙林（2008）对中国农产品贸易流量及其潜力进行了测算，结果显示：中国与美国、日本之间存在农产品“贸易过度”，而与墨西哥、俄罗斯、印度等发展中国家或转型国家以及欧盟、澳大利亚、加拿大等发达国家和地区则出现“贸易不足”。张海森等（2008）对中国—东欧农产品贸易进行了实证研究后指出：经济总量和人口规模对双边的农产品贸易具有促进作用，而自然地理和人均GDP差异以及欧盟东扩等政策因素则不利于双边农产品贸易规模的扩大。张会清等（2012）通过考察2000—2008 年间中国对120 个贸易伙伴国（地区）的商品出口数据，基于扩展引力模型的面板数据计量方法，揭示了我国出口潜力的地区分布与历史演变特征，并测算了后危机时期中国的出口潜力，在保持欧美传统市场份额基本稳定的前提下，将市场重心逐渐转向出口潜力较大的亚洲和拉美新兴经济体，进一步密切中非经贸合作关系，使其成为未来出口市场多元化的潜在对象。吕宏芬等（2013）以中国与智利的自由贸易协定为例，采用引力模型，定量研究两国的经济一体化程度以及区域经济一体化所创造的贸易效应。国内外学者采用引力模型对不同国家和地区之间的贸易流量和潜力进行了大量的实证研究。然而，迄今为止，却较少见到专门针对中拉农产品贸易流量和潜力的研究文献。
三、模型及数据
（一）模型构建
本文采用贸易引力模型将中国对拉美国家的农产品出口贸易、进口贸易和总贸易的决定分别加以研究。引力模型（gravity model）源于牛顿的物理学万有引力定律，即两个物体之间的作用力与两个物体的质量成正比，与物体间的距离成反比。Evenett和Keller（2002）在总结了大量文献的基础上指出，引力模型在理论上可以由李嘉图、赫克歇尔—俄林和规模收益递增等理论推出。Tinbergen（1962）和 Poyhonen（1963）最早将引力模型运用到国际贸易研究领域，提出两国双边贸易流量的规模与两国的经济总量成正比，而与两国之间的物理距离成反比。贸易引力模型的基本形式为：
（1）
其中：代表i、j两国的农产品贸易额（进口额、出口额或进出口额），和分别代表i、j两国的国内生产总值，代表i、j两国首都的距离，A是常数项。
除此之外，两国经济规模相对差异、贸易品种等因素也可作为解释变量，是否签有自由贸易协定因素也可作为虚拟变量加入模型当中。本文的创新之处在于将农业增加值代替两国的国内生产总值，因为考虑到中拉农产品贸易总额相对较小，使用农业增加值会更加准确，同时将经济规模相对差异、贸易品种等因素也作为解释变量加入模型当中，考察经济规模差异大小和贸易品种的多少对贸易额的影响。
对上式两端取自然对数，转换为线性形式：
（2）
（二）数据来源
以上引力模型都是基于1992—2011年面板数据进行估计的。本文选取了经济规模相对较大的12个拉美国家为研究对象，即阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、哥斯达黎加、古巴、厄瓜多尔、牙买加、墨西哥、巴拉圭、秘鲁、乌拉圭。其中巴西、阿根廷、秘鲁、智利、乌拉圭、墨西哥、古巴是中国在拉美国家的前7大贸易伙伴，其农产品贸易额占到中拉农产品贸易总额的97%以上，同时考虑到拉丁美洲地理特点，西印度群岛、中美洲、南美洲均有国家被选取使得数据具有更加广泛的代表性。
贸易数据及贸易品种数据均来自联合国贸易数据库（http：//comtradeunorg/db/）；中国与拉丁美洲各国首都间的距离源自黄金易园数据库（http：//wwwhjqingcom/find/jingwei/indexasp）；各国GDP、人均GDP、农业增加值等数据源自世界银行数据库（http：//dataworldbankorgcn/）；所签署自由（区域）贸易协定数据源自世界贸易组织网站（wwwwtoorg/）。
四、实证结果
本文采用1992—2011年的时间序列数据，对中拉之间的农产品贸易流量分别以中国向拉美进口、出口和进出口三个方向进行了测算，采用广义最小二乘法对包含9个解释变量的引力模型进行回归分析，结果如表2所示。
（一）中国自拉美国家农产品进口贸易
最终回归结果如下：
伙伴国农业增加值、距离、进口贸易品种和经济规模相对差异达到了1%的显著性水平，中国农业增加值达到了5%的显著性水平，其它解释变量因没有达到10%的显著性水平而没有进入方程。
从上式可以看出，影响我国自拉美国家农产品进口贸易的因素较多，伙伴国农业增加值、距离、进口贸易品种等因素对中拉农产品进口贸易具有明显的正向作用；而中国农业增加值和经济规模相对差异对中拉农产品进口贸易具有负向作用。
（二）中国向拉美国家农产品出口贸易
最终回归结果如下：
伙伴国农业增加值、中国农业增加值、距离、进口贸易品种和是否签有自由贸易协定达到了1%的显著性水平，其它解释变量因没有达到10%的显著性水平而没有进入方程。
从上式可以看出，伙伴国农业增加值、中国农业增加值、进口贸易品种和是否签有自由贸易协定等因素对中拉农产品出口贸易具有明显的正向作用；距离对中拉农产品出口贸易具有负向作用。
（三）中国与拉美国家农产品进出口贸易
最终回归结果如下：
伙伴国农业增加值、中国农业增加值、经济规模相对差异达到了1%的显著性水平，是否签有自由贸易协定达到了5%的显著性水平，其它解释变量因没有达到10%的显著性水平而没有进入方程。
从上式可以看出，伙伴国农业增加值、中国农业增加值和是否签有自由贸易协定等因素对中拉农产品进出口贸易具有明显的正向作用；经济规模相对差异对中拉农产品进出口贸易具有负向作用。
五、贸易潜力测算
引力模型的重要应用在于估算双边贸易流量的潜力，即计算实际贸易流量与引力模型预测的模拟值的比值。如果两个国家（地区）的实际贸易额超过了引力模型的预测贸易额，就可以认为这两国（地区）之间存在紧密的贸易关系；反之，则认为这两国（地区）之间的贸易关系不够紧密即存在着较大的贸易潜力，贸易潜力具体计算结果如表3所示。
根据贸易流量实际值与模拟值大小的比较，可以将拉美国家分为潜力巨大、潜力开拓和潜力再造三种类型：
一是潜力巨大型，此时实际值与模拟值的比值小于或等于080。同这种贸易伙伴扩大贸易规模的现有潜力非常大。农产品出口潜力巨大型国家包括阿根廷、牙买加、墨西哥、巴拉圭和秘鲁等；农产品进口潜力巨大型国家包括阿根廷、哥伦比亚、墨西哥和巴拉圭等；农产品贸易潜力巨大型国家包括阿根廷、哥伦比亚、哥斯达黎加、厄瓜多尔和巴拉圭等。
二是潜力开拓型，此时实际值与模拟值的比值在080～120之间，中国与这些贸易伙伴发展农产品双边贸易的潜力尚未充分发挥，还有较大的发展空间。农产品出口潜力开拓型国家包括哥伦比亚、古巴、厄瓜多尔和乌拉圭等；农产品进口潜力开拓型国家包括智利和厄瓜多尔等；农产品贸易潜力开拓型国家包括智利和牙买加等。
三是潜力再造型，此时实际值与模拟值的比值大于或等于12。按模型分析，与这种贸易伙伴扩大贸易规模的现有潜力已经用完，进一步发展贸易关系的主要思路是在保持现有积极因素的同时，发展培育其他促进贸易发展的因素。农产品出口潜力开拓型国家包括巴西、智利和墨西哥等；农产品进口潜力开拓型国家包括巴西、哥斯达黎加、古巴、牙买加、秘鲁和乌拉圭等；农产品贸易潜力开拓型国家包括巴西、古巴、秘鲁和乌拉圭等。
六、结论及对策建议
（一）研究结论
1影响中国对拉美各国农产品进出口贸易的主要因素不尽相同，反映了二者在经济增长和产业结构的不同特点。影响中国对拉美农产品出口额的因素主要有伙伴国农业增加值、中国农业增加值、距离、进口贸易品种和是否签有自由贸易协定；影响拉美国家向中国农产品出口的因素主要有伙伴国农业增加值、中国农业增加值、距离、进口贸易品种和经济规模相对差异。其中，伙伴国农业增加值对中拉农产品进出口贸易均为正向作用，而中国农业增加值在中拉进口农产品贸易中呈现负向作用，在出口农产品贸易中呈现正向作用。农产品出口在经济地位上的差异可能是造成影响因素不同的重要原因。
2经济规模相对差异、农产品贸易品种及是否签订自由贸易协定对中拉农产品贸易额具有重要影响。从回归方程式中可以看出，随着中国与伙伴国之间经济规模差异的扩大，中国与伙伴国之间的农产品进口额和进出口额均呈现下降趋势；中拉之间无论是农产品进口还是出口，贸易品种对贸易额均具有正向的积极作用；签订自由贸易协定对中拉农产品出口额及进出口额均具有显著的正向作用。
3中拉农产品进出口具有不同的潜力空间，总体而言中国向拉丁美洲国家农产品出口更具潜力。农产品出口潜力巨大型国家包括阿根廷、牙买加、墨西哥、巴拉圭和秘鲁等；农产品进口潜力巨大型国家包括阿根廷、哥伦比亚、墨西哥和巴拉圭等。从贸易潜力测算系数可以看出，中国自拉美国家农产品进口比值大于1的有5个，而中国向拉美国家农产品出口比值大于1的有7个。
（二）对策建议
1不断加大农业生产扶持力度。中国农业增加值的增长不仅会扩大中国向拉美农产品出口规模，还会减少其进口。具体措施包括加强农业基础设施建设、对农民给予更多补贴和奖励资金、加大促进农业生产发展的资金投入等。
2积极推进中拉贸易自由化进程。中国同拉美国家签署自由贸易协定更有助于中国农产品出口额的增长。同时自由贸易协定的签署可实现资源有效配置和合理利用。
3积极开拓农产品贸易新领域。贸易品种对中拉农产品出口额具有显著的正效应，中国应该充分发挥其比较优势，积极扩展农产品贸易品种，进而扩大出口。
4深入研究中国与拉美伙伴国之间的农产品贸易关系，采取差异化的贸易对策措施。加强与处在“贸易潜力巨大型”和“贸易潜力开拓型”区间的国家和地区之间的贸易联系，以进一步挖掘农产品贸易潜力。中国应在保持与巴西、智利和墨西哥等“贸易潜力再造型”国家农产品贸易规模的同时，将更多精力投入到具有贸易潜力成长空间的国家，如阿根廷、牙买加、墨西哥、巴拉圭、秘鲁、哥伦比亚、古巴、厄瓜多尔和乌拉圭等。
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关键词：人民币升值;进出口贸易;调整产业结构
1 引言
近年来，人民币升值成为国内外备受关注的问题，特别是2005年7月21日央行宣布，我同开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。自2009年9月9日人民币汇率突破6.83的关口以来，人民币汇率持续走高。西欧各国在各种公开场合对人民币升值施加压力，在G20匹兹堡峰会、G7意大利峰会等国际多边论坛上，人民币汇率低估与国际收支失衡成为讨论焦点。众所周知，出口一直是拉动我国经济增长的重要驱动力。商务部于2010年9月6日在北京举办了“2010中国进口论坛”，旨在为中外各方搭建沟通的平台，诠释中国在扩大进口方面采取的措施和成效，分析探讨中国市场的潜力和机遇。在这样的大背景下，研究人民币升值与我国进出口贸易的相关性具有很现实的意义。
2 人民币升值与我国进出口贸易相关性的实证分析
2.1 模型指标解释及数据选取
（1）国民收入及进出口数据：本国国民收入用我国GDP（GGDP）表示，贸易伙伴国的国民收入用OECD成员国GDP指数（FGDP）表示，进口和出口数据分别用我国进口（IMPORT）、出口总额（EXPORT）表示。
（2）物价指数：本国出口价格采用中国CPI指数（GCPI）表示，同样选用OECD国家的综合CPI指数（FCPI）表示我国贸易伙伴国的出口商品价格。
（3）汇率数据：用人民币实际有效汇率，同时，为考察2005年汇率改革对我国宏观经济的影响，将2005年人民币汇率形成机制改革事件定义为虚拟变量K，即汇率改革前的年份，K为0，自2005年以后，K为1。
以上所有数据均来源于《中国经济统计数据库》，用单位根检验方法变量进行平稳性检验。检验结果如下表所示（表1表示总进出口数据检验结果）：
注：（1）表中的临界值是由Mackirmon给出的数据计算出来的，表示5%显著性水平下的临界值；
（2）变量名称前加字母“D”表示一阶差分后的变量。“DD”表示二阶差分后的变量。
2.2 汇率变动对进出口影响的实证检验
（1）汇率变动对出口需求的影响。
分别构建以真实有效汇率RATE的汇率因素对我国出口影响的出口需求模型，模型结果如下：
GCPI没有通过检验，本文认为主要是我国出口的多是些轻工业、制造业的商品，价格较低，同时这些商品的价格弹性非常小，所以价格对我国出口贸易影响较小，因而GCPI没有通过检验。
除去GCPI后需求函数为：
结果表明，拟合度较高，方程整体F检验十分显著，通过整体性检验，各个变量的系数均通过T检验，说明该协整方程个变量系数显著。据协整方程知，人民币汇率对我国出口额有一定影响，即当人民币贬值时，若人民币兑美元的汇率每上升一个百分点，出口额将上升近1.2个百分点，反之，人民币升值时，若人民币兑美元的汇率下降一个百分点，出口额将下降近1.2个百分点；汇率改革前，人民币升值预期己经累积了较长一段时期，市场预测政府将启动汇率改革解决人民币升值压力。因此，汇率改革预示着未来汇率风险增加，企业为规避汇率一次性大幅升值带来的损失，加速出口的欲望强烈；同时，企业为释放产能过剩压力，扩大出口能力，积极开拓国际市场，改善产品结构，带动竞争力提高，促进了出口增加。
（2）汇率变动对进口需求的影响。
人民币大幅升值将显著增强中国企业的购买力，对企业加大当前对经济发所急需的资源类产品、生产设备将产生明显的带动作用。根据进口需求函数模型结果如下：
由方程可知，汇率改革政策没有通过检验。本文认为汇率改革重点影响的是我国的出口贸易。由于汇率政策，汇率的不确定性增大，出口贸易企业加紧出口，但是，进口贸易企业却不敢轻易采取行动，因为不稳定，导致进口的成本大小存在不稳定性，特别是在人民币升值压力极大，所以在这种成本降低的可能性较大。因此进口企业多处于观望状态，因此进口贸易比较保守，所以，汇率改革对进口贸易影响较小，因此汇率改革K没通过检验。
由方程可知，GGDP没有通过检验。本文认为有以下原因：根据支出法核算GDP，GDP中包含净出口，同时根据我国实际的国情，我国存在长期的贸易顺差，因此出口额远远的超过进口额，因而在整个GGDP测算中进口额占据较小比例，所以导致我国的GGDP对进口影响较小，因此GGDP没有通过检验。
R2=0.984783 Adj-R2=0.982993 AIC=-0.991817 SC=-0.842457 F=550.1019。
协整检验结果表明，模型拟合度较高，方程整体F检验十分显著，各变量系数均通过T检验，协整方程变量系数显著成立。
据协整方程可知：除了外国的FCPI对我国进口贸易有显著影响外，汇率对进口贸易也有很大影响。即人民币升值时，若汇率下降一个百分点，出口额将上升近1.12个百分点，反之，当人民币贬值时，若汇率每上升一个百分点，出口额将下降近1.12个百分点。
3 结论
虽然人民币升值对我国经济发展短期内会有一些不利影响，人民币升值短期内会增加设备和原材料的进口，扩大贸易逆差，但从长期来看，有利于提高出口部门的经济效率，有利于促进结构调整，提高出口竞争能力，同时人民币升值可以降低进口成本，促进国内企业进口国外先进的设备、技术等，这将有利于国内企业进行升级改造，也有助于提高国内企业的效率，最终会扭转贸易逆差，从而改善我国的贸易收支;有效消除人民币升值对我国进出口贸易的不利影响。
参考文献
［1］卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响［J］.经济研究，2005，（5）：31-39.
[关键词]中国；菲律宾；香蕉；贸易
[中图分类号]F74[文献标识码]A[文章编号]2095-3283（2014）01-0006-03
[作者简介]郑国富（1981-），男，瑶族，广西桂林人，讲师，研究方向：东盟经济；杨从平（1975-），男，瑶族，广西资源人，讲师，华中师范大学信息管理学院在读博士研究生，研究方向：中国与东盟经贸合作、国际物流。
[基金项目]广西民族师范学院2012年“边疆问题研究基地开放基金项目”，项目编号：BJZD2012001；广西民族师范学院2012年度中青年骨干教师科研立项项目，项目编号：2012RCGG004。一、引言
目前，菲律宾是全球第二大香蕉产地，仅次于厄瓜多尔。据菲律宾农业部统计，全国香蕉种植面积约45万公顷，主要集中在南棉兰老区、南他加禄区、卡加拉区和米沙鄢西部等[1]。长期以来，香蕉已成为菲律宾主要出口农产品，2012年，香蕉出口额占其水果出口总额的6251%。目前，菲律宾香蕉种植、加工、制造及出口带动国内约50万人就业，香蕉产业在菲律宾国民经济中具有重要影响。
近年来，菲律宾一直是我国香蕉第一大进口来源地，品种以贡蕉鲜果为主（卡文迪什香蕉，Cavendish banana）。2012年5月10日，中国深圳检验检疫局发现一批菲律宾进口香蕉中含香蕉肾盾蚧等有害生物，中国国家质检总局随即发出警示通报，宣布暂停受理自菲律宾起运的出口商及其果园和包装厂的香蕉进口业务，并对此前菲律宾已发运至中国海关的香蕉须经检验检疫合格后方可入境。与此同时，中菲两国在黄岩岛和南海部分岛屿及海域问题争端也在不断升级，致使“中菲香蕉贸易战”备受关注。其影响完全超越纯粹的贸易层面，对中菲双边贸易乃至两国关系发展均具有不同程度的影响。
两事件紧密相随，国内外部分学者、官员和民众认为是中国对菲律宾在南海不正当行为的“惩罚”。菲律宾香蕉种植与出口商协会主席安蒂格认为，“黄岩岛对峙事件导致中方对进口菲律宾香蕉实施了更严格监管”。中国商务部国际贸易经济合作研究院研究员梅新育认为，中菲香蕉贸易战是中国对菲律宾在的“以经逼政”策略。中国驻东盟大使佟晓玲表示，对菲律宾香蕉采取严厉检验检疫规定是中国经贸部门、质检机构加强对进口食品监管的必要行为，是完全遵循和符合国际惯例及国际法准则的，不能将此事与黄岩岛事件直接挂钩。
二、中菲香蕉贸易的基本状况
（一）基于中方统计数据分析
1贸易规模
2008年，中国自菲律宾进口香蕉127877万美元，占中国香蕉进口总额的9230%，该比重创下近年来最高水平。2009年，中国自菲律宾香蕉进口额同比增长2076%，达到154421万美元。2010年1月1日，随着中国―东盟自贸区的建成，各成员国逐步履行降低关税与减少非关税壁垒义务，2010年和2011年，中国自菲律宾香蕉进口额连续保持两位数以上增长，增长率分别为3299%和7872%，其中，2011年，进口再创新高，达36703万美元；2012年，进口299114万美元，较上年减少67916万美元，下降1850%，自菲香蕉进口额占香蕉进口总额的8179%，同比下降近10个百分点，但菲律宾仍是我国最大香蕉进口来源地。对菲律宾而言，2011年，中国自菲律宾香蕉进口占菲律宾香蕉出口总额的7790%。2012年，因中国对菲律宾进口香蕉实施严厉检验检疫新规定，直接导致中方自菲律宾香蕉进口受阻，该比例大幅下降至4617%（参见表1）。
2贸易数量
2008年，中国自菲律宾香蕉进口数量为317774万吨，占中国香蕉进口总量的8770%。2009年和2010年，中国自菲律宾香蕉进口数量继续保持较快增长，但其所占比重却呈逐渐下滑趋势。2011年，中国自菲律宾进口香蕉数量达到历史最高水平，为69383万吨，增幅5886%，占中国香蕉进口数量的8475%。2012年，中国自菲律宾进口香蕉496404万吨，下降2846%。
3进口均价
2008―2012年，中国自菲律宾香蕉进口均价呈递增趋势。2008年，中国自菲律宾香蕉进口均价为402美元/吨，2011年上涨至529美元/吨，2012年，又迅速上升至603美元/吨，明显高于进口均价（491美元/吨）。
（二）基于菲方统计数据分析
1贸易规模
2008年，菲律宾香蕉出口总额为405671万美元，其中，对中国出口18414万美元，所占比重仅为454%，排名第四位。前三位分别为日本（5367%）、伊朗（1663%）和韩国（856%）。2009年，菲律宾对中国香蕉出口额下降2228%，中国市场所占比重仅为397%，排名仍保持第四位。2010年和2011年，菲律宾对中国香蕉出口金额出现高速增长，增长率分别达13129%和12737%。其中，2010年，菲律宾对华香蕉出口3310万美元，占香蕉总出口的1037%，排名上升至第三位，前两位为日本（5255%）和伊朗（1213%）；2011年，菲律宾对华香蕉出口7526万美元，占比1597%，排在第二位，仅低于日本（250415万美元，5315%）。2012年，随着中菲香蕉贸易战的爆发，菲律宾对中国香蕉出口增速放缓，增长率仅为2236%，但出口贸易额再创历史新高，达到92087万美元，占菲香蕉出口总额的1421%，排名第二位，仍低于日本（30742万美元，4745%），所占比重较2011年下降176个百分点（参见表2）。
2贸易数量
2008年，菲律宾对中国香蕉出口122549万吨，仅占香蕉出口总量的559%，排名第四位，低于日本、伊朗和韩国。2009年，菲律宾对中国出口香蕉数量大幅下滑3130%。2010年和2011年，菲对华香蕉出口数量大幅增长9692%和11643%。2012年，菲律宾对中国香蕉出口数量增速放缓，同比仅增长1794%，出口数量达到423211万吨的历史峰值，占当年菲律宾香蕉出口总量的1598%，仅低于日本（1085053万吨），所占比重较2011年下降165个百分点。
3出口均价
2010―2012年，菲律宾对中国香蕉出口均价呈递增趋势，出口均价分别为200美元/吨、210美元/吨和218美元/吨，显著低于同期菲律宾对日本香蕉出口均价212美元/吨、257美元/吨和283美元/吨，也略低于同期菲律宾香蕉出口均价201美元/吨、230美元/吨和245美元/吨。
三、中菲香蕉贸易战影响的经济学解析
（一）基于中方统计数据的中菲香蕉贸易战对中方的影响
1中国自菲律宾香蕉进口金额与数量小幅下降
2012年，中国政府对菲律宾香蕉进口采取严厉检验检疫措施，抬高进口门槛，直接导致中国自菲律宾香蕉进口的金额与数量两项指标双双下降，其中，进口金额下降1850%，进口吨数下降2846%，菲律宾香蕉在中国香蕉进口市场份额中下降近10个百分点。这对国内香蕉种植业发展相对有利，可在一定程度上缓解进口对产业的冲击。
2中国香蕉进口市场结构小幅调整
2012年，中国自厄瓜多尔、泰国、缅甸、哥斯达黎加等主要香蕉贸易伙伴的进口金额及吨数出现大幅增长，尤其自厄瓜多尔（中国香蕉进口第二大来源地）的进口金额与数量均出现大幅增长。2011年，中国自厄瓜多尔香蕉进口金额仅占中国进口香蕉总额的131%，而2012年，该比重已大幅跃升至846%。尽管2012年中菲两国爆发香蕉贸易战，但菲律宾香蕉在中国香蕉进口市场中的地位依然较为牢固和突出，仍居于首位，这种市场格局在短期内不会有较大改变。
3中菲双边贸易继续保持增长
中菲两国香蕉贸易战对双边贸易发展总体态势并无太大负面冲击。2012年，中菲双边贸易仍然保持了较快增长，双边贸易总额增长1229%，略低于2011年增长率（1616%），其中，中国对菲律宾出口增长1601%，自菲律宾进口增长936%。其主要原因：首先，香蕉贸易在两国贸易中比重很小，对两国贸易总体发展影响甚微；其二，对菲律宾而言，“物美价廉”的中国商品使其难以再寻找相同价位的替代品；第三，中国国内巨大市场具有无限的发展潜力，对菲律宾而言极具吸引力。
（二）基于菲方统计数据的中菲香蕉贸易战对菲方的影响
1菲律宾对中国出口香蕉金额与数量均保持增长
尽管2012年中国对菲律宾香蕉进口采取严厉检验检疫措施，但全年菲律宾对中国香蕉出口金额与数量仍保持较快增长，各项指标不减反增，其中，香蕉出口贸易金额同比增加16827万美元，增长率为2236%，相对2011年的12737%大幅放缓。菲律宾政府为了应对中国政府所采取的严厉新规定，积极鼓励国内蕉农调整生产与包装，加强香蕉出口装运前检验检疫，督促及时防治与清理出口香蕉中所含各类有害生物病虫，以减少出口时可能带来的不必要损失与麻烦。
2菲律宾香蕉出口市场结构小幅调整
2012年，菲律宾对世界香蕉出口金额为64788万美元，同比增长3751%，但相对于2011年的增速下降了10个百分点，出口吨数达2648369万吨，同比增长2939%，基本与2011年增速持平。2013年1―4月，菲律宾香蕉出口金额达到28176万美元，同比增长6761%。
随着中国香蕉进口市场门槛抬高，迫使菲律宾香蕉出口市场开始逐渐转向其他国家（地区）。 韩国农村经济研究院（2012）曾指出，因为菲律宾与中国发生纠纷，原本由中国进口的大部分香蕉被运往日本和韩国市场，2012年，菲律宾对日本、韩国香蕉出口金额分别增长2276%和2435%。在菲律宾香蕉出口数量前十位合作伙伴中，对沙特阿拉伯出口增长138178%、对中国香港增长35595%、对科威特增长32140%、对美国增长15865%，尤为引人注目的是，菲律宾对俄罗斯香蕉出口增长最为迅猛，出口数量同比增长62倍，出口金额同比增长425倍。
3中菲双边贸易继续保持增长
2012年，菲律宾与中国双边贸易合作仍保持546%的较快增长，略高于菲律宾全国外贸增速（505%），但已明显低于菲律宾与美国（671%）、日本（604%）、中国香港（1923%）、韩国（1122%）等主要贸易伙伴的增长率，其中，菲律宾对中国出口贸易金额仅增长093%，既低于菲律宾全国出口贸易总额增速（823%），也低于菲律宾对日本出口贸易增速（1145%）；菲律宾自中国进口贸易金额反而增长较快（971%），显著高于全国进口增速（266%），也略高于菲律宾自美国进口贸易增速（926%）。
四、结语
（一）中菲香蕉贸易战的影响效果评估
中国质检总局对来自菲律宾香蕉加强检验检疫，短期内给菲律宾香蕉进口造成了一定阻碍，但因中菲双方统计数据存在较大差异，双方对此评价呈现截然不同的结论，具体表现为：据中方统计数据分析，中菲香蕉贸易战对菲律宾向中国出口香蕉影响较大，而据菲方统计数据分析，中菲香蕉贸易战对菲律宾对中国出口香蕉影响较小。对菲律宾而言，为了应对中国对菲律宾香蕉进口的限制措施，一方面，已积极采取加强自身生产、加工和出口检验的标准；另一方面，逐渐实施市场多元化策略，大力开拓其他国家市场。2012年，菲律宾香蕉整体贸易发展所受影响不大。鉴于此，即使中国欲采取“以经逼政”策略，选择具体实施行业则更为重要。
（二）加强经贸合作是两国关系长远发展的根基
2012年4月，中菲两国因政治和领土冲突升级，进而引发“中菲香蕉贸易战”等系列摩擦。从最终的经济效应结果剖析，对菲律宾的全球香蕉贸易、全国外贸、国内经济发展等影响极为有限，但却反而会增添中菲双方民间在相互认知中的隔阂与矛盾，尤其对菲律宾国内与此次事件密切相关的利益人（如蕉农、制造和出口商）。 面对中菲两国在政治和领土上的冲突，以经济策略解决政治问题是一把“双刃剑”，尤需慎重。 长远来看，积极加强双方政府协商与经贸合作才是解决问题的关键，同时，进一步促进中菲两国民间友好合作与交流更是未来两国关系健康、可持续发展的重要根基。
[参考文献]
[1]胡小婵，张慧坚，方佳菲律宾香蕉产业发展分析[J]广东农业科学，2011（3）：178-180
[2]中菲两国经贸特使在菲华商利益代言人――访菲律宾工商总会理事长蔡聪妙[J]中国对外贸易，2012（10）：36-38
