出口贸易流量（共7篇）
出口贸易流量 篇1
一、引言
近年来,我国授予的专利数增加非常迅速1, 且在所授予的专利中,由国内发明人申请的专利数占绝大多数。虽然专利数据并不能完全说明一国知识产权保护的强度,但授予的专利数越多,说明企业的创新越多,而且也越重视对自主创新的保护,因而在一定程度上能够体现出知识产权保护强度的增加。
部分学者认为,较高的知识产权保护不利于全球净经济福利的改善,不仅会阻碍发展中国家通过模仿等途径改善本国的经济福利,而且在一定条件下也会阻碍发达国家的创新活动( Chin et al. , 1991; Helpman, 1993; Lai et al. , 1998; Smith, 2001) 。与此不同,另外一些研究者则认为知识产权保护强度的提高会鼓励发达国家向发展中国家进行投资,降低发达国家保护性研发的投入,从而促进发展中国家的技术创新( Diwan et al. ,1991; Gould and Gruben,1996; Maskus and Penubarti,1995) 。然而这些文献仅仅分析了知识产权保护对技术进步和社会福利的影响,并没有分析其对出口贸易流量的影响。为了弥补这一研究的不足,一些经济学家进行了相应的研究。Ferrantino ( 1993) 认为更强的知识产权保护将鼓励外国企业以FDI、专利注册许可而不是贸易的形式进入该国市场,因此加强知识产权保护的力度将导致出口的减少。然而Ferrantino的研究遭到了一些学者的质疑。Maskus and Penubarti ( 1995) 认为,知识产权保护对出口贸易有 “市场扩张效应” ( market expansion effect) 和 “市场支配力效应” ( market power effect) 。在较弱的知识产权保护环境下,市场扩张效应使得潜在侵权者侵蚀企业的收益,降低企业专利产品在该市场上收益,因而知识产权保护的加强将导致对该产品进口的增加; 而在知识产权保护较好的地区,由于市场支配力效应的存在,企业不用担心潜在的侵权和模仿行为,企业将采取减少销售、收取高价的方式维持市场支配力。然而,由于无法判断两种效应的大小,理论上知识产权保护对贸易流动的影响是无法确定的。Braga and Fink ( 1999) 和Fink and Maskus ( 2005) 利用引力模型发现知识产权保护与贸易之间存在着显著的正相关关系, 但对高技术产品出口的影响则没有统计意义上的显著性。Awokuse and Yin ( 2010) 应用中国的出口贸易数据以及知识产权保护数据对进口贸易与知识产权保护之间的关系进行了实证分析,结果发现知识产权保护强度的增加会促进中国的进口, 尤其是对高技术产品的进口。梁红英和余劲松( 2010) 应用我国2000 - 2006年省际面板数据分析了知识产权保护与出口贸易之间的关系,结果表明知识产权保护力度的加强对出口总量和结构存在显著正向作用,但不同变量的作用存在差异。
事实上,仅从总出口贸易流量与我国总专利数之间的相关关系来看,两者之间存在着较强的正相关关系,相关系数达0. 932,但这一关系是否能得到分行业数据的支持? 本文在已有研究成果的基础上,从知识产权保护的角度出发,利用1995 - 2011年的分行业数据考察知识产权保护对我国出口贸易流量的影响。
二、计量模型和变量说明
(一)多变阻力引力模型
分析双边贸易流量的影响因素必然会考虑经典的引力模型,其重要理论假设包括垄断竞争市场、常替代弹性需求函数以及冰山成本。传统的引力模型为一个包含出口国和进口国的特征( 如GDP、人口以及地理距离等) 以及其他阻碍或促进贸易的变量( 如关税、共同边界以及关税同盟等) ,其基本方程为:
其中,Xij为国家i向国家j的出口流量,ni、pi为i国出口产品的总类和价格; Ej、Gj为j国的消费和价格指数; Tij表示冰山运输成本,σ 为替代弹性。
正如许多学者所述,在推算引力方程时有许多贸易模型可供选择。Anderson and van Wincoop ( 2003) 认为传统引力模型缺乏合适的理论基础, 因而应用传统引力模型进行估计时由于内生性问题的存在会存在度量偏差。为了弥补这一缺陷,他们在传统的引力模型的基础上加入双边贸易国的价格指数,其基本的方程为:
其中Yi、Yj分别为出口国i和进口国j的GDP水平,YW为世界总GDP水平,Pi、Pj分别为国家i和国家j的价格指数,且其表达式为:
其中pi( pj) 为国家i( j) 的净贸易成本,βi( βj) 为国家i( j) 的GDP占世界总GDP的比重。 由于多变阻力( Pi和Pj) 难以直接观测,因而在度量时存在一定的难度。 Baier and Bergstrand ( 2009) 对式( 3) 的对数形式进行一阶泰勒展开, 展开后的表达式为:
其中θi=Yi/YW。由于对每个国家都相同,因而在考虑内生性问题时只需要度量Tij。同样,Arkolakis(2012)应用Melitz模型推导出的标准引力模型考虑了影响双边贸易的众多因素,因而能够比较准确地测度贸易流量的大小,但该方程中存在着许多无法直接度量的变量,使得该模型的实用性大为降低;另外,该模型也没有考虑到内生性问题,估计时难免会产生内生性偏差。
相比之下,Anderson and Van Wincoop ( 2003) 的模型相对简化,其变量的度量也比较方便,因而本文参考他们的引力模型,同时对式( 2) 进行对数处理,并将( 4) 式和( 5) 式代入可得:
其中 α = - ln YW对各国都相同。参照Anderson and Van Wincoop ( 2003 ) 和Melitz ( 2008 ) 的研究,将冰山成本Tij看成是一个关于两国人口规模( pop) 、两国间地理距离( dist) 、出口国出口的多变阻力( barrier) 、进口国的贸易开放度( open) 、 两国是否有相邻( border) 、两国是否为区域贸易同盟( rta) 和知识产权保护强度( IPR) 的对数线性函数,即:
将( 7) 式代入( 6) 式可得到多变阻力的多边贸易引力模型:
参数 β1和 β2的估计值预期为正,因为国家i和国家j的经济增长会促进国家间的贸易,因而会引起出口贸易流量的增加; 参数 β3和 β4的估计值预期为正,因为人口越多的国家越倾向于更高的国际贸易,因而出口流量越大; 参数 β5的估计值预期为负,两国间地理距离越大,出口流量越小; 参数 β6的估计值预期为正,一个国家与其他所有国家之间的贸易阻力越大,它越会推动给定的双边贸易,即两个国家之间的贸易取决于它们之间的双边贸易成本和它们与所有贸易伙伴之间的平均贸易成本间的相对值,多边贸易阻力与双边出口正相关( Anderson and Wincoop,2003; Kance, 2007; 钱学峰,2009; 钱学峰和熊平,2010) ; 参数 β7、β8和 β9估计值预期为正,一国的贸易开放程度越大、两国相邻以及同属一个区域贸易同盟在一定程度上会降低贸易成本,因而会对出口流量产生正的影响; 参数 β10的估计值的符号难以预测, 如果该参数值为正,说明市场扩张效应( market expansion effect) 要强于市场支配力效应( market power effect) ,若该参数值为负,则刚好相反。尽管如此,由于中国的市场规模较大,从事技术模仿的可能性很大,可以合理假设中国的市场扩张效应要超过市场支配力效应,因此知识产权保护强度的加大会引起中国出口贸易流量的增加,即参数 β9的估计值预期为正。
( 二) 估计模型及方法
由于本文的分析是基于1995 - 2010年间中国向世界各国出口的产品层面的面板数据,因此如果使用OLS进行回归,可能存在内生性偏差问题, 如GDP以及IPR与残差确实存在着相关性。工具变量法能够在一定程度上消除内生性问题,然而工具变量法的一个主要问题是如何选取有效的工具变量,如果工具变量选择失误,则可能存在过度识别问题。解决该困难的一个常用办法是将被解释变量的滞后项当做工具变量进行回归,该方法同时还能够考虑因变量随时间变化的情况,而且在估计时能够使用差分GMM方法和系统GMM方法进行估计,得到的估计结果相对稳定和可靠。
基于固定效应模型和随机效应模型无法解决内生性问题的特点和GMM方法在估计动态面板数据时所具有的独特优势,本文在接下来的实证分析部分所使用的回归方法都是动态面板的差分GMM方法和系统GMM方法,其估计模型为:
动态面板的差分GMM和系统GMM方法消除了那些不随时间变动的变量( 如两国间地理距离、 两国是否相邻以及两国是否是区域贸易同盟等) 的影响,因而也具有固定效应的特点,同时还考虑了随机效应模型的随机变量的影响。
( 三) 变量及数据
各变量的数据来源如表1所示。其中,本文的关键变量贸易流量,使用的是1995 - 2010年中国对世界114个国家3出口的各种产品的出口数据。 该数据来源于法国国际经济研究中心CEPII的官方网站,含1995 - 2010年HS - 6位数产品的细分产品出口贸易数据。根据该数据库中的产品分类数据库以及出口商品的国际贸易标准分类( SITC) 可以将不同的出口产品分成21个行业大类,而且这些行业大类可以再分为知识密集型的产品( 主要由科技行业部门生产) 和非知识密集型行业( 主要由传统部门或低科技行业部门生产) 。
根据之前的研究( Kance,2007; 钱学峰,2009; 钱学峰和熊平,2010) ,出口国的多边贸易阻力值是衡量一个国家与其他所有国家之间贸易难易程度的关键变量。一个国家与其他所有国家之间的贸易阻力越大,它越会被推动与一个给定的双边贸易伙伴开展贸易,即多边贸易阻力与双边出口正相关。多边贸易阻力的计算公式为,其中Yr代表的是出口国的收入水平,Y表示的是世界平均的收入水平,而表示的是经济自由度,Erd和Edr分别表示从r国出口到目的地d国的总出口以及从d国出口到目的地r国的总出口,Err和Edd分别表示r国和d国的国内销售额,等于各自国内的总产出减去各自的总出口。
三、实证结果及解释
本文对( 9) 式采取差分GMM方法和系统GMM方法进行动态面板数据的回归。表2显示了实证回归的结果,包含对所有国家的差分GMM和系统GMM方法回归的结果以及对高等收入国家、 上中等收入国家、下中等收入国家和低等收入国家的差分GMM方法回归的结果,不同国家按收入水平划分的标准参照世界银行的分类准则4。从总体来看,差分GMM估计和系统GMM估计的大部分回归结果的Sargan检验值都在10% 的水平上接受所有工具变量都有效的原假设,因此回归模型选择的所有工具变量都是有效的。从Arellano - Bond检验结果来看,大部分回归结果的Arellano - Bond检验的p值都大于0. 05,在5% 的显著性水平上拒绝扰动项的差分存在二阶自相关性,因此差分GMM和系统GMM方法很好地克服了变量的内生性问题。
注:回归系数下方括号内数值为其标准误,检验系数下方括号内数值为P值,***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。下同。
( 一) 对所有国家的差分GMM和系统GMM回归
表2显示的是IPR指数对所有国家的所有产品数据和分行业数据的差分GMM回归结果。第一列显示的是对所有产品回归的结果,随后各列显示的是根据SITC标准分类的21个行业的产品回归结果。 总体上看,各解释变量( IPR、Barrier、Open、 PRGDP及lnpop) 的回归系数大部分在5% 的显著性水平下显著,可以认为各回归结果与实际吻合较好。
从各解释变量的回归系数来看( 表2所示) , IPR的回归系数对所有行业和大部分行业都为正值,说明出口目的国知识产权保护强度的提高能够促进中国的对外贸易,证实了中国的市场扩张效应超过市场支配力效应。这与之前的分析一致, 即由于中国的市场规模较大,从事技术模仿的可能性很大,因此中国的市场扩张效应会超过市场支配力效应,知识产权保护强度的加大会引起中国出口贸易流量的增加。多边贸易阻力的回归系数普遍为正值,而且非常显著,这也与之前分析的预期值相符,即一个国家与其他所有国家之间的贸易阻力越大,它越会被推动与一个给定的双边贸易伙伴之间的贸易( Anderson and Wincoop, 2003; Kance,2007; 钱学峰,2009; 钱学峰和熊平,2010) 。同样,贸易开放程度的回归系数普遍为正值,也与前文的预期相符,即出口目的国的贸易开放程度越大,贸易壁垒相对较小,中国出口到该国的成本相对较小,出口贸易流量越大。经济规模的回归系数显著为正,这也说明出口国和进口国的经济增长会促进国家间的贸易。人口规模的回归系数也普遍为正值,而且大部分回归系数在1% 的显著性水平下显著,也与前文的分析相符, 即人口越多的国家相对来说需要消费更多的商品, 在本国生产力有限的情况下,越倾向于更高的国际贸易,因而出口流量越大。
从对不同行业的回归结果来看( 表2) ,一些传统行业( 如动植物产品、油脂、烟草及纺织等) 的IPR回归系数比较小,而这些传统行业往往生产低技术含量的产品,知识产权保护强度的提高对这些传统行业的出口虽然有一定的促进作用, 但作用不是很大。相反,一些新型行业( 如机器制造、交通器械、精密仪器及生活器械) 需要使用比较先进的技术进行生产,从技术进步中获得的利益大,因而知识产权保护强度的提高对这些高新技术行业的出口有较大而且非常显著的促进作用。此外,对于低技术行业,IPR的回归系数普遍显著为负值,而对于高技术行业,IPR的回归系数普遍显著为正值,据此可以认为,对于高科技行业,知识产权保护强度的提高能够促进对外贸易, 而对于低科技行业则刚好相反。
对上述回归结果进行稳健性检验,运用系统GMM方法对( 9) 式进行回归,得到的回归结果除了在回归系数的大小上与表2有一定的差距外,回归系数的符号与表2相同,而且其标准误和p值都很接近,可以认为,系统GMM方法与差分GMM方法的回归结果相似,二者并无非常显著的差异。
综合上文的分析,可以得出如下结论: 出口目的国知识产权保护强度的增加能够促进中国出口贸易流量的增加,而且相对于非知识密集型行业而言,知识产权保护的提高对促进知识密集型行业出口贸易流量的增加更为明显; 分行业看,知识产权保护强度的提高能够促进高科技行业出口贸易流量的增加,而低科技行业则刚好相反。
( 二) 对不同收入水平国家的差分GMM回归
上文的分析表明,一国的收入水平、人口规模与贸易流量之间存在着正相关性,因此提高知识产权保护强度对出口流量的影响可能会随着各国经济发展水平的不同而发生变化。高收入国家人均收入较高,倾向于使用知识密集型产品,因此这些国家的进口会受到知识产权保护强度的影响。 相反,低收入国家的居民往往只能消费起基本的低技术产品,而这些产品往往与知识产权保护的关系不大,且低收入国家缺乏足够的创新能力来生产高技术水平的产品,因此可以认为知识产权保护强度的提高对高收入国家出口贸易流量的影响要大于对低收入国家的影响。
1. 对不同收入水平国家GMM回归的IPR系数比较
首先对不同收入水平国家的数据分别进行GMM回归,同样分为对所有产品数据的回归和分行业数据的回归。由于篇幅有限,本文只列出了不同回归下的IPR系数值,如表3所示。比较不同收入水平下IPR的回归系数可以发现,对所有产品的数据进行回归时,高收入国家的IPR系数值最大,IPR系数随收入水平呈递减趋势,但IPR的系数值始终为正。这说明,出口目的国的知识产权保护强度的增加会促进中国出口贸易流量的增加, 而且出口目的国的收入水平越高,知识产权保护强度增加对中国出口贸易流量的这种正向刺激作用越大,证明了中国出口的市场扩张效应超过市场支配力效应。
再比较不同行业回归系数值的大小同样可以发现,知识密集型行业的IPR回归系数值远大于非知识密集型行业的回归系数值,而且对于一些低技术水平的行业,IPR的回归系数值对于非低收入水平的国家都为负值,说明在较高收入水平的国家中,对于低技术行业知识产权保护强度的提高并不利于对外贸易,只有当出口目的国的收入水平非常低时,出口目的国知识产权保护强度的提高才会促进中国对外贸易的发展。与平均水平相比,不管是对低技术行业还是高技术行业,知识产权保护强度的提高对中国出口到高收入国家出口贸易流量的影响更大,而且对高技术行业的影响比低技术行业更大,因而可以认为,出口目的国的知识产权保护强度的增加会促进中国出口贸易流量的增加,且这种正向刺激作用对中国出口到高收入国家的出口贸易流量的影响更大,对高技术行业的影响比低技术行业更大。
2. 引入虚拟变量对不同收入水平国家差分GMM回归的比较
之前的回归结果发现,多边贸易阻力、贸易开放程度、经济水平和人口规模的回归系数并不存在显著的差异。为了更进一步考察知识产权保护强度的增加对中国出口到不同收入国家的出口贸易流量的影响,本文引入四个虚拟变量D1、D2、 D3、D4进行回归。其中,当出口目的国为高收入国家时,D1 = 1,否则为0; 当出口目的国为上中等收入国家时,D2 = 1,否则为0; 当出口目的国为下中等收入国家时,D3 = 1,否则为0; 当出口目的国为低收入国家时,D4 = 1,否则为0。因而虚拟变量与IPR的交叉项为不同收入水平的知识产权保护强度,引入该交叉项进行差分GMM回归的结果如表4所示。
与前文的回归相比,各回归系数的符号并没有发生显著变化。从各虚拟变量与IPR交叉项的回归系数看,对所有产品数据的回归系数和大部分分行业数据的回归系数都为正值,说明出口目的国的知识产权保护强度的提高能够促进中国的出口贸易流量的增加,这与前文的分析相符,也证实了中国的市场扩张效应要超过市场支配力效应。 多边贸易阻力的回归系数普遍为正值,且非常显著,这也与之前分析的预期值相符。同样,贸易开放程度的回归系数普遍为正值,经济规模及人口规模的回归系数显著都为正。
具体看各虚拟变量与IPR交叉项的回归系数, 可以发现,对所有产品数据的回归和大部分分行业数据的回归都显示出虚拟变量与IPR交叉项的回归系数值呈递减趋势,即D1* IPR的系数值最大,而D4* IPR的系数值最小。根据上文对各虚拟变量的定义可知,D1* IPR表示的是高收入国家的IPR值,同理D4* IPR表示的是低收入国家的IPR值。因此,虚拟变量与IPR交叉项的回归系数值的这种递减趋势,说明了出口目的国的知识产权保护强度的增加对中国出口贸易流量的正向刺激作用,会随着出口目的国的收入水平提高而增大。从不同行业的交叉项的回归系数看,对于低技术行业,交叉项的系数普遍为负值,而且依然存在随着收入水平的下降而逐渐递减的趋势; 相较而言,对于高技术行业,交叉项的系数都为正值,而且系数值比较大,随着收入水平的下降而逐渐递减的趋势依然存在,低收入水平下的回归系数较小。这说明出口目的国的知识产权保护强度的增加并没有促进低技术行业出口流量的增长,反而减少了其出口流量,但对高技术行业的促进作用则非常大。同样,不管是对低技术行业还是高技术行业,知识产权保护强度的增加对中国出口贸易流量的刺激作用会随着出口目的国的收入水平提高而增大。
四、结论
本文检验了知识产权保护对中国总的出口贸易流量和各行业的出口贸易流量的影响,得出如下主要结论:( 1) 出口目的国的知识产权保护强度的提高能够促进中国出口贸易流量的增加,知识产权保护对出口贸易流量影响的市场扩展效应大于市场支配力效应。 ( 2) 知识产权保护强度的提高对中国出口到不同收入水平国家的出口贸易流量均具有正向影响,且这种正向刺激作用会随着出口目的国的收入水平提高而增大。 ( 3) 相对于非知识密集型行业而言,知识产权保护的提高对促进中国知识密集型行业出口贸易流量的增加更为明显,但其对低技术行业出口贸易流量却具有负向影响。
出口贸易流量 篇2
1 贸易引力模型理论分析
1.1 相关文献回顾
学术界对贸易引力模型的研究从20世纪60年代开始, 而贸易引力模型的基本思想是借鉴科学家牛顿的万有引力定律而改进的, 贸易引力模型的基本结论是, 贸易合作伙伴之间的单边贸易流量与贸易国自身的经济发展水平成正比关系, 而与贸易国之间的广义距离成本反比。一般这个思想可用数学公式来表示, 即
其中Mij表示贸易国i出口到贸易国j的贸易总额, GDPi和GDPj分别表示贸易国i与j的经济发展水平, 用本国的GDP总量表示, Lij是贸易国i与j之间的广义距离。
引力模型应用于国际贸易问题的研究应追溯到廷伯根 (1962) 与普候能 (1963) 的研究, 其中廷伯根 (1962) 将贸易引力模型应用于双边贸易流量统计, 它的主要思想是一国对另一国的贸易出口流量值主要由贸易国的GDP和贸易国之间的港口距离决定。此外, 廷伯根还考虑到了贸易时的地理距离, 并将引力模型表示对数化。[1]普候能主要采用欧洲贸易国的截面数据进行实证, 他与廷伯根研究的最大不同点在于序列的不同。[2]国外也有很多学者曾在不同理论基础上对引力模型进行推导, 如安德孙 (1979) 从道格拉斯生产函数的基础上进行改进, 得到最简化的支出形式贸易引力模型;[3]而博格斯 (1985) 则从一般均衡的视角对贸易引力模型进行推导, 并提出了将价格变量引入模型从而减少估计误差。[4]
国内也有不少学者展开了贸易引力模型的讨论。石永慧、段超 (2009) 结合中国贸易现状, 采用GDP、空间距离、WTO合作制度虚拟变量和本土面积等变量建立中国双边贸易引力模型, 并采用2007年的截面数据进行实证, 结果发现这些变量对我国双边贸易的发展都有显著影响, 并认为我国对贸易国的技术依存度较高, 因此, 必须充分利用本土资源禀赋, 发挥比较优势, 改良贸易整体结构。[5]范爱军、李菲菲 (2011) 应用加入虚拟变量的贸易引力模型检验了中国与东盟自由贸易区的建立对山东省对外贸易流量的的影响, 该分析采用的数据是2004年至2008年年度数据, 研究发现自由贸易区的建立对山东省对外贸易流量的发展影响并不显著, 这也从侧面表明山东省没有良好利用自由贸易区的建立带来的有利于贸易合作的条件。[6]
从国内外学者关于贸易引力模型研究可以看出, 目前对贸易引力模型的研究基本上是以安德孙的贸易引力模型为基础展开研究的。而国外学者更注重的是贸易引力模型的推导, 很多学者都从最简单的安德孙贸易引力模型着手, 并根据一定理论基础引进新指标, 对安德孙贸易引力模型进行适当地处理, 解决原模型在解释某些问题时遇到的障碍。而国内学者对贸易引力模型的研究大多数是放在贸易引力模型的应用上, 其中实证分析就是典型的研究方法。由于贸易引力模型及其改进后的模型都适用于国家之间或地区之间的单边贸易或双边贸易, 而贸易引力模型最终要解决的是贸易流量问题, 因此, 国内学者曾对我国及国内不同地区的贸易流量进行实证检验, 并得出各自的结论。但毕竟不同贸易引力模型是基于不同的视角而展开分析的, 因此国内学者基于同种模型对不同地区的分析结果可能迥然不同, 而给予不同模型对同一地区贸易流量的实证分析结果也可能不尽相同, 因此, 应用合适的理论、选择恰当的方法对贸易引力模型进行分析或实证, 是学术界争议的一个热门话题。
1.2 贸易引力模型理论概述
根据安德孙 (1979) 的研究, 假定贸易份额保持不变, 贸易国之间的产品都不同, 而且国内偏好和效用都相同, 并排除物流成本和税收制度, 于是简单的贸易引力模型可表示如下:
模型 (2) 的默认条件是其他贸易国对本国的产品支出份额是相等的, 因此模型 (2) 在一定程度上反映了收入弹性。考虑贸易国之间的贸易份额, 设Uij表示贸易国i与j之间的贸易产品效用函数, r表示一个国家对贸易产品的支出占整个贸易体系中产品总支出的份额, 于是模型 (2) 可转变为引入贸易支出份额的贸易引力模型。沿用模型 (2) 的指标, 引进变量Uij和r, 又设贸易国之间的空间距离是港口距离dij的函数f (dij) , 于是可将其转变为:
从模型 (3) 可以看出, 安德孙在建模时充分考虑到贸易国在收支上的局部均衡。但由于该模型只从理论上对贸易国双方之间的各种影响条件进行引入, 不能很好地解释引入各变量对贸易流量的影响程度, 或者说进入的变量对贸易流量的弹性无法直接获得, 甚至依赖于其他变量, 于是我们有必要对模型 (3) 进行适当地修正或简化。为了解决安德孙模型的局部性均衡问题, 可以将预算约束的概念引入得到效用最大化模型。以多边贸易摩擦为主要影响因素之一, 并假设贸易市场中各贸易国都是理性的, 于是可得到市场出清基础上的国贸易效用最大化引力模型。为简化分析, 设贸易国之间的摩擦因素由各国的贸易产品价格决定, 于是得到最终的贸易引力模型为:
其中YW代表世界总产出, μij代表贸易摩擦因素, pi和pj表示价格水平。根据模型 (4) , 可以对其进行对数变换, 得到反映贸易流量的计量模型, 保证各变量的系数就是贸易流量对它的弹性, 达到分析的目的。当然, 若进一步考虑进出口国家的供给和需求, 对这些因素进行具体量化, 可以在一定程度上提高模型的精确度, 但本文为简化分析, 不考虑这些内生变量对模型的影响。
2 贸易引力模型的建立及实证
贸易引力模型是研究浙江省进出口流量的主要定量分析方法。自我国加入世贸组织后, 我国对外贸易有了显著的增加, 尤其是浙江省这样的进出口贸易大省。下面应用贸易引力模型对浙江省进出口贸易流量进行实证分析。
首先, 对本文所用的指标进行说明。 (1) 浙江省与贸易国之间的进出口流量是浙江省外贸的一个反映, 即浙江省对各贸易国进出口总额的反映, 因此本文用浙江省进出口贸易总额来表示浙江省贸易与贸易国之间的流量指标Mi; (2) 从初始贸易引力模型 (1) 可以看出, 贸易流量很大程度上取决于贸易国家或地区的经济总量, 因此本文选取浙江省GDP和贸易国的GDP分别作为浙江省和贸易国的经济总量指标, 分别用ZG和Gi表示; (3) 从模型 (4) 可以看出, 浙江省的价格水平和贸易国的价格水平是双边贸易进出口流量的摩擦因素, 它直接影响双边贸易的正常进行, 可能对贸易流量有负面影响, 本文选取浙江省价格指数ZP和贸易国价格指数Pi表示浙江省和贸易国的价格水平; (4) 同样在模型 (1) 中反映了两地区之间的空间距离与贸易流量成反比, 本文选取浙江省与贸易国的空间距离Li (为简便起见, 以浙江省省会到贸易国首都的距离表示) 来表示距离指标; (5) 考虑到亚太经合组织对双边贸易的影响, 设置虚拟变量D作为贸易政策的虚拟变量, 于是计量模型可写为:
基于数据的易得性, 本文选择2010年浙江省与20个主要贸易合作国家的截面数据进行实证分析, 其中浙江省与贸易国的贸易数据及贸易国的GDP、价格水平等数据来源于OECD数据库, 浙江省价格指数和GDP来源于浙江省统计年鉴, 浙江省到贸易国的空间距离采用Google Earth软件得到。用Eviews软件进行估计, 得到结果见表1。
注:表中***、**分别表示1%和5%的显著性水平。
从表1结果可以看出, ZG*G的系数值为0.53, 且在1%的显著性水平下显著, 这表明浙江省与贸易国交叉项指标对浙江省双边贸易进出口流量有显著影响, 也就是说, 两个地区的经济发展水平在一定程度上对贸易进出口流量具有决定作用。而系数0.53表明浙江省贸易进出口流量对地区经济水平的弹性为0.53, 即浙江省与贸易国的整体经济水平每变动1个百分点, 将会使浙江省贸易进出口流量同向变动0.53个百分点。大量的研究表明, 贸易进出口流量与贸易国的经济水平之间具有互动关系, 即贸易进出口流量的提高促进贸易国经济水平的提高, 而贸易国经济水平的提高反过来又会促进两国贸易进出口流量的增加。
从基本的贸易引力模型可知, 贸易国之间的摩擦因素是阻碍贸易的一个重要因素, 而从模型 (4) 可知贸易国的价格水平可以反映摩擦因素指标, 它对贸易流量具有负面效应。从实证结果可以看出, ZP*P的系数值为-0.12, 从一定层面上支持了模型 (4) 的思想。但是该系数的t统计量只有-0.72, 通不过显著性检验, 这说明即使ZP*P指标对浙江省贸易进出口流量具有负面效应, 但这种影响并不显著。原因可能是当今贸易发展的趋势越来越趋于经济总量上的贸易和技术上的贸易, 而国内的价格水平对贸易进出口流量的负面效应可能已经很小, 或者说是经济水平或技术水平的提高缓和了原有的贸易摩擦。
从变量L的系数可以看出, 浙江省贸易进出口流量与地区之间的空间距离正负相关。而且该系数通过5%水平下的显著性检验, 说明这种负相关性是非常显著的。由于模型 (5) 是原有变量基础上取对数得到的, 因此化为原变量之间的关系可得到浙江省贸易进出口流量与地区间距离的反比关系, 这也从一定程度上验证了模型 (1) , 即原始贸易引力模型的假说。
虚拟变量D的系数符号为正, 且通过1%显著性水平下的检验, 说明亚太经合组织的建立对浙江省贸易进出口流量有显著的正向推动作用。这也说明亚太经合组织的建立从一定程度上促进了浙江省对外贸易的发展。
3 结语
本文从贸易引力模型的理论入手对浙江省的贸易进出口流量进行分析, 结果表明: (1) 浙江省与贸易国之间的整体经济水平对浙江省贸易进出口流量有显著的影响; (2) 普通贸易引力模型中的贸易摩擦因素对贸易流量的影响已逐步减弱, 贸易合作伙伴之间可能更注重合作关系而对贸易摩擦尽力解决; (3) 浙江省贸易进出口流量与贸易地区间的空间距离成一定的反向变动关系; (4) 亚太经合组织的建立明显带动了浙江省对外贸易的发展。
参考文献
[1]Tinbergen, J.Shaping the World Economy.NEWYORK, THE TWENTIETH CENTURY FUND, 1962.
[2]Poyhonen, P.A Tentative Model of the Volume ofTrade between Countries, Weltwirtschaf tliche Archiv, Band 90, 1963, Heft, 93-99.
[3]Anderson, J.E.A Theoretical Foundation for theGravity Equation, American Economic Review, 1979, 69 (1) :106-116.
[4]Bergstrand, J.The Generalized Gravity Equation, TheReview of Economics and Statistics, 1985, 71 (2) :143-153.
[5]石永慧, 段超.基于贸易引力模型的中国进出口贸易流量分析——以2007年为例[J].现代商贸工业, 2009 (21) .
出口贸易流量 篇3
西方关于引力模型的研究较早, 在20世纪60年代荷兰计量经济学家Tinbergen (1962) 和德国经济学家Poyhonen (1963) 将引力模型进入经济学后, 对它的研究就没有停止。最早的是Anderson (1979) 从Bergstrand理论得出的完全竞争模型, 这个模型认为:消费者认为产品是不同质的, 即完全竞争。这个模型的经济学含义是控制国家规模和双边距离, 在两个距离世界其他国家远的伙伴国家比距离其他国家近的伙伴国家发生的贸易量大的结论。这个模型最大的缺点是生产环节没有理论基础。
第二个主要的模型是Helpman和Krugman (1985) 的垄断竞争模型, 这个模型在假设无运输成本, 规模报酬递增以及需求和供应方面的CES偏好对称的条件下, 得出简单的双边贸易模型, 这个模型的经济含义是两国的产品贸易量与此国总支出占世界总支出的份额和此国固定产品产出成正比, 但是此模型的缺点是假设每个国家生产不同的产品, 与现实差异很大。
关于引力模型的第三个模型是Feenstra、Markusen和 Rose (1998, 2001) 的相互倾销模型, 假设两国技术相同并且用一种生产要素生产产品, 产品的需求弹性是1, 不存在运输成本问题得出的基本结论是:当两个国家规模相同时, 世界总出口额最大。但是相互倾销模型没有表明双边进出口取决于贸易双方贸易品的GDP。
中国在对外贸易流量方面的研究开始得较晚, 且文献较少。近几年开始有学者基于引力模型研究影响贸易量的因素。谷克鉴的《国际经济学对引力模型的开发与应用》一文中对引力模型的理论基础和构造方法加以经济学解析和运用主流国际贸易模型实施理论验证, 将贸易引力模型的变量设置成为一个不断拓展和延伸的外生变量系列;林玲、王炎在《贸易引力模型对中国双边贸易的实证检验和政策含义》中, 添加了变量“国土面积”, 用APEC取代了WTO作为虚拟变量, 然后验证了是否要引入“发达国家”虚拟变量, 最后用GDP、空间距离、国土面积和APEC建立模型, 解释了2002年中国对40个主要贸易伙伴的出口数据。作者认为, 使用国土面积作为解释变量的经济含义相对比较弱, 所以就没有在模型中验证“面积”这个变量。
2 中国双边贸易引力模型的建立和实证检验
2.1 中国双边贸易引力模型的建立
本文将过去的学者对贸易引力模型的研究为基础, 试图建立反映中国双边贸易的引力模型。以Linnemann的模型为基础, 对其进行扩展和修正, 建立适合中国双边贸易的引力模型, 主要表现在以下两个方面:
(1) 考虑合适的变量作为替代贸易政策的虚拟变量。虽然中国已经加入WTO, 但中国的主要贸易伙伴过去一直大都是WTO大国, 以2002年中国最大的39个贸易伙伴为例, 共有33个WTO成员国, 因此将WTO作为虚拟变量并不具有显著性。中国目前的区域经济合作建设刚刚起步, 以亚太经合组织 (APEC) 和中国-东盟贸易区最为显著。中国-东盟自由贸易区的成员都地处东亚, 因此这一因素已由空间距离因素部分代替, 而且中国-东盟自由贸易区建设才刚刚起步, 因此不考虑将中国-东盟贸易区作为虚拟变量。考虑到APEC这一区域经济合作组织包含环太平洋地区地跨五大洲的21个国家, 且中国最大的贸易伙伴有很多都是APEC成员, 所以将APEC作为替代贸易政策的虚拟变量。
(2) 虚拟变量除了APEC外, 还可以考虑引入是否发达国家 (DC) 这一虚拟量, 由于在传统的国际贸易中, 发达国家一直处于主导地位, 而且中国是最大的发展中国家, 因此可通过中国双边贸易的引力模型的实证检验观察, 在国际经济一体化迅速发展的今天, 发达国家对中国的国际贸易是否具有主导作用。
通过以上两个扩展和修正, 在Linnemann的模型的基础上, 建立适合中国双边贸易的模型如下:
lnTj=β0+β1lnGGj+β3lnDj+β4APEC+β5DC+μ
式中Ti是指中国与j国的双边贸易额 (进出口总额) , G和Gj指中国和j国的GDP, P和Pj指中国和j国人口, Dj指中国和j国的空间距离 (首都到首都的距离) , APEC为虚拟变量, 若为APEC国家则记为1, 否则记为0, DC也是虚拟变量, 若是发达国家, 记为1, 否则记为0。以上模型只是在参考前人的研究成果和考虑中国国情的基础上建立的, 该模型对中国双边贸易是否有解释力, 还要看以下的实证检验。
2.2 数据来源
本文选取中国和39个最大贸易伙伴的界面数据作为实证检验对象。这39个贸易伙伴地处世界各地, 而且中国和这39个最大贸易伙伴的进出口额 (19740亿美元) 占中国全年贸易进出口额 (21737亿美元) 的92%, 能基本反映中国对外贸易的状况。中国和这39个贸易伙伴的双边贸易额数据以及各国的人口和面积来源于《中国统计年鉴 (2008) 》。中国和各个贸易伙伴的2007年GDP数据来源于世界银行网页 (http://www/worldbank.org) 。中国和贸易伙伴的空间距离指两个国家首都的距离, 使用winglobe计算。各个国家是否是APEC和DC时, 采用的是联合国的分类标准, 其中石油输出国和新星工业化国家不属于发达国家行列。
2.3 实证检验
使用stata软件对模型进行检验, 由于采用的是截面数据, 直接使用加权最小二乘法对模型进行估计, 具体过程如下:
(1) 因为是截面数据, 可能存在异方差, 对其进行怀特检验, 检验结果表明数据不存在异方差。
(2) 使用最小二乘法对数据进行检验可以得出首次回归结果为:
lnTj=4.66 (2.46) +0.61lnGGj (4.21) -0.04lnPPj (0.38)
-0.17lnDj (-3.15) +0.94APEC (4.81) -0.43DC (-1.33)
R2=0.69 F=14, 9
从以上回归结果看, 由于变量lnPPj的t统计值的绝对值太小, 不能通过严格的t检验。因此在中国双边贸易引力模型中人口变量并不是显著变量, 即人口对中国双边贸易额并不具有显著的影响。因此, 剔除变量lnPPj对模型进行再次回归分析, 最后将得到的统计结果如下所示:
lnTj=4.46 (2.48) +0.57lnGGj (5.52***) -0.17lnDj (-3.45**)
+0.93APEC (4.88***) -0.36DC (-1.37)
R2=0.69 F=19.0***
从统计结果的计量意义看, 以GDP、空间距离、APEC和DC可以很好地解释中国和主要贸易伙伴的双边贸易状况, 由统计结果看, 方程的拟合度尚可。方程的显著性检验很好, GDP、空间距离、APEC的显著性检验非常成功。因此, 从计量意义上看, 该模型的检验比较成功。
从统计结果的实际意义看, GDP、空间距离、APEC这三个因素对中国的双边贸易额影响都非常显著, APEC的系数最大, 这表明中国同APEC国家或地区的双边贸易占非常重要的地位, 这一结果与中国的现实情况相符, 中国的最大贸易伙伴如美国、日本、香港等都是APEC成员;GDP和空间距离对双边贸易的影响也很大, 而且是影响作用相反, 这与原始的引力模型的假设是一致的, 而且GDP对双边贸易的促进作用要大于空间距离对双边贸易的阻碍作用。
3 政策建议
首先, 瞄准那些GDP总量大、市场规模大的国家。中国作为发展中国家, 和发达国家在产品的生产方面不是替代关系, 而是互补关系, 在上面的论证中已经体现。所以, 我们要发挥自己在制造方面的优势, 挖掘现在还比较丰富的劳动力资源, 打造出自己的品牌。加强与欧盟成员国的贸易, 将有利于中国未来贸易的健康发展。
其次, 如何调整中国的出口结构的问题是最为迫切、值得关注的。中国目前的外贸依存度已经高到令人担忧的地步, 而且基于加工贸易的对外贸易必然只是一个短期行为, 在长期, 如果我们不能完成从“中国制造”到“中国创造”的转变, 中国的对外贸易很难继续维持如此高的增长速度。在引进外资方面, 就应该考虑到上述问题, 要优先引进能够带来先进技术的外资, 对重复建设型的外资引进要持谨慎态度, 对已经饱和的行业不要追求过大的规模和投资。目前, 中国重要的沿海城市已经出现了劳动力短缺的现象, 因此我们要更加理性的对待外商投资, 对待出口贸易问题。
参考文献
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[8]林玲, 王炎.贸易引力模型对中国双边贸易的实证检验和政策含义[J].世界经济研究, 2004, (7) .
出口贸易流量 篇4
现有的新疆与中亚国家经济合作研究多侧重于能源合作、产业结构的互补性、区域经济的合作模式等领域的定性分析。在新疆与中亚国家贸易流量与贸易发展潜力的定量研究方面有待进一步的深入。正确、清醒的评估新疆向中亚国家出口贸易流量、贸易潜力以及贸易影响因素, 有利于更好的明确新疆在对中亚国家的贸易中的定位、优势和劣势, 促进新疆与中亚国家各个方面的合作继续走向共赢, 进而明确今后贸易发展方向的基础上采取有效的措施推动我国向西开放战略的顺利实施。
1 模型的构建
贸易引力模型源于牛顿的万有引力定律。贸易引力模型指出, 两国的双边贸易流量的规模与它们各自的经济总量成正比, 而与它们之间的距离成反比[2]。该模型虽然简单, 但是以往的研究经验表明贸易引力模型在分析国家间的贸易流量及其相关问题是非常有效地, 分析结果与基于相关贸易理论预测是一致的。
贸易引力模型的基本形式为:
Mij=AYiYj/Dij
其中Mij为某一时期i国对j国的出口额;A 是常数项;Yi, Yj表示国家i和国家j的GDP;Dij表示两国之间的距离, 通常用两国首都或经济中心之间的距离来表示。
为了考察经济发展水平、区域合作的制度性安排、外商及我国内地对新疆投资等因素对新疆向中亚国家出口贸易量的影响, 本文引入人均GDP、上海合作组织、世界贸易组织、内地对新疆的投资、新疆与中亚国家的经济发展水平差距等变量建立扩展的引力模型。具体形式:
lnXj=a0+a1lnY+a2lnYj+a3lnPY+a4lnPYj+a5lnDj+a6lnFDI1+a7lnFDI2+a8lnITT+a9SCO+a10WTO+uij
其中, 变量Xj为新疆对j国的出口额 (万美元) , 关于各个解释变量的含义以及基于经济理论的预测详见表1。
2 样本、数据与方法
由于中亚五国在经济规模、人均收入、经济结构等方面存在很大的差异, 所以选取中亚五国作为研究对象更能全面的反映新疆向中亚国家出口的贸易状况。本文采取的是一对多的形式研究新疆与中亚五国的贸易状况, 如果基于某一年度的截面数据, 那么样本容量仅有5个。考虑到选择的解释变量的个数五个以上, 自由度明显不足, 回归估计的偏差较大, 可靠性很低。所以, 本文基于面板数据进行估计, 选取1998年至2007年的数据, 将样本容量扩大到50, 基本上解决了上述问题。
所采用的新疆出口量、GDP、人均GDP的数据来源于1999—2008年新疆统计年鉴。中亚国家GDP来源于1999—2008年国际统计年鉴, 人均GDP是由中亚各个国家的GDP除与其人口得到的。考虑到中亚国家正处于一个转型阶段, 本文采用实际GDP进行回归分析[4]。为了避免汇率造成的数据之间的差异, 尽量减小实证误差, 本文根据各年的汇率将这些实际数据转换成以美元为计量单位的数据。新疆与中亚国家的贸易距离选用的是乌鲁木齐到中亚各国主要经济中心的距离, 数据来源于互联网。
计量方法上, 鉴于面板数据可能会存在异方差、序列相关性问题, 本文运用Eviews3.1软件, 采用最小二乘法、加权最小二乘法和广义差分法等基本方法, 在基本引力模型的基础上逐步引入新的变量进行多元线性回归分析。
3 引力模型的回归检验与结果分析
3.1 回归检验
首先, 对基本的引力模型进行回归分析, 回归结果表明引力模型能够很好的解释新疆向中亚国家出口贸易流量, 但中亚国家GDP系数与理论预期相反, 而且不显著。其次, 在基本的引力模型的基础上, 向模型中逐渐引入新的变量对扩展的引力模型进行回归分析。新变量如果能够引起AIC和SC值的降低①、调整可决系数的升高, 说明新变量能够增加模型的解释能力, 否则将其剔除。最终, 剔除不显著的上海合作组织、内地对新疆的投资、外商直接投资三个变量, 利用逐步回归法得到方程 (1) 、 (2) 、 (3) 、 (4) , 其中方程 (4) 的解释能力最强, 是本文做进一步分析的基础。通过D.W.值判断, 方程 (4) 可能存在序列相关性, 但进一步进行拉格朗日乘数 (LM) 检验和怀特 (WHITE) 检验, 检验结果表明模型不存在序列相关性和异方差性问题①。具体回归过程及结果见表2。
说明:括号内为t统计量;***为1%的显著性水平;**为5%的显著性水平;*为10%的显著性水平。
3.2 结果分析
通过模型的回归检验, 我们可以看到新疆GDP、中亚国家的人均GDP、新疆与中亚国家绝对距离、WTO、新疆与中亚国家经济发展水平的差距等一些因素对新疆向中亚国家出口贸易量影响达到1%的显著性水平。具体结果分析如下:首先, 对新疆向中亚国家出口贸易流量促进作用由强到弱的因素依次是影响弹性为3.07②的新疆GDP、影响程度为1.6的WTO、影响弹性为0.7的中亚国家人均GDP, 新疆向中亚国家出口贸易量受经济规模推动作用明显。
其次, 对新疆向中亚国家出口贸易流量阻碍作用由强到弱依次是影响弹性为-5.99的绝对距离、影响弹性为-0.55的经济发展水平差异、影响弹性为-0.14的中亚国家的GDP, 运输成本是阻碍新疆向中亚国家出口贸易的主要因素。中亚国家GDP对出口贸易量影响与理论预期不一致的原因:从中亚国家的GDP数据我们可以看出, 大多数国家的GDP自20世纪90年代以来都经历了一个先下降后上升的过程, 而新疆对中亚国家出口量则是一个持续上升的过程, 最近几年的上升较为明显, 这将直接导致回归系数为负的结果。之所以出现这种情况, 一方面由于独立之初的中亚国家, 由于经济结构单一, 经济上长期依赖于俄罗斯, 造成新疆向中亚国家出口量受制于中亚国家经济政策的影响较大, 而不能随着其经济规模的增大而增大;另外一方面刚刚独立之初, 中亚国家非常重视彼此之间的经济联系, 中亚国家与俄罗斯同处于欧亚经济共同体的区域合作组织中, 这样就造成新疆向中亚国家出口贸易量不能随着其经济规模的增大而增大[5]。
最后, 内地对新疆的投资、外商直接投资、上海合作组织三个变量对新疆向中亚国家出口贸易量的影响不显著。这可能由于一方面中亚国家目前的市场规模还比较小, 我国内地的一些企业往往是通过新疆的代理商向中亚国家出口, 新疆在我国内地与中亚国家的经济联系中只是起到一个桥梁的作用;另一方面内地及外商大部分投资可能处于新疆与中亚国家主导产业相似的能源产业;再者, 上海合作组织框架下有效的新疆与中亚国家区域经贸合作机制还没建立, 区域经济合作的投资效应还没有显现。
4 新疆对中亚国家出口贸易流量的潜力测算
综合考虑模型的各种回归结果, 本文利用方程 (4) 考察新疆向中亚国家出口贸易潜力。具体方程如下:
lnXj=34.85+3.07lnY-0.14lnYj+0.7lnPYj-5.99lnDj-0.55lnITT+1.6WTO
对新疆出口贸易潜力的测算就是利用已有的经济数据和引力模型估算新疆向中亚国家出口贸易流量的理论水平。然后将实际值与理论值相比较, 研究新疆对中亚五国的出口潜力。本文采用吴丹 (2007) 的贸易潜力分类标准, 实际出口额与理论出口额的比值大于1.2的称为“潜力再造型”;将实际的出口额与理论出口额的比值介于0.8与1.2之间的称为“潜力开拓型”;实际出口额与理论出口额之间的比值小于0.8的称为“潜力巨大型”[6]。测算结果详见表3:
万美元
从上表我们可以看出, 新疆的出口贸易流量属于“潜力巨大型”的国家是塔吉克斯坦, 新疆对塔吉克斯坦的出口贸易流量还有很大的潜力可以挖掘;属于“潜力开拓型”的国家是土库曼斯坦、哈萨克斯坦, 新疆向这些国家的出口贸易流量基本达到理论水平;属于“潜力再造型”的国家是吉尔吉斯斯坦和乌兹别克斯坦, 新疆向这些国家出口贸易流量现有的条件下已经开发完。
5 对策建议
基于以上研究, 目前应该从以下几个方面着手提高新疆向中亚国家出口贸易水平:
首先, 建立有效的双边和多边经贸合作机制。新疆应该在我国经济发展优势的基础上, 一方面利用市场机制与市场容量加强新疆与中亚五国的经贸合作;另外一方面在能源合作的基础上积极完善新疆与中亚国家的经贸合作机制;再者, 积极推动在上海合作组织的框架下建立有效的多边经贸合作机制。
其次, 加强与中亚国家在交通运输业的合作。由于中亚国家基础设施落后, 运输成本严重制约着新疆对中亚国家出口的贸易量。新疆应该加大与中亚国家在基础建设方面的合作, 降低新疆与中亚国家贸易的阻碍因素。同时, 抓住新亚欧大陆桥的机遇, 大力发展物流货运行业。
再次, 加强新疆的外贸基地与口岸建设。一方面随着中亚国家人均GDP的提高, 从新疆进口产品的差异化程度日趋多样化, 力争把新疆打造为向中亚国家出口的外贸基地;另外一方面新疆要充分发挥自己向西开放的窗口作用, 做好连接我国内地与中亚国家的桥梁, 提高新疆各口岸的通关效率, 把依托我国内地优势加强与中亚国家经贸合作做为发展新疆经济的基本战略。
最后, 针对中亚不同国家进一步采取不同的经贸合作战略。与塔吉克斯坦的经贸合作中, 应当积极消除阻碍贸易的因素, 建立经贸合作机制;与哈萨克斯坦和土库曼斯坦的经贸合作中, 应当积极发掘可以促进现有贸易量增加的积极因素;与吉尔吉斯斯坦的经贸合作中, 在保持现有的促进新疆出口贸易量的积极因素的基础上拓宽经贸合作领域。
参考文献
[1]王雪锋, 龚新蜀.试析我国新疆与中亚国家的经贸合作[J].国际商务-对外经济贸易大学学报, 2008 (2) :35-38.
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[6]吴丹.东亚双边出口贸易流量与潜力:贸易引力模型的实证研究[J].亚太纵横, 2007 (6) :7-10.
出口贸易流量 篇5
汇率变动对进出口贸易影响的相关理论实质上就是汇率决定理论与国际收支相关理论的逆向推导与发展延伸。马歇尔-勒纳条件理论随着边际研究和弹性分析在经济学中的广泛应用, 弹性分析也被纳入国际收支的研究中而产生:如果一国处于贸易逆差中, 即Vx
2 汇率变动对进出口贸易流量影响的实证研究
变量选取为:人民币有效汇率 (R) , 贸易出口额 (EX) , 贸易进口额 (I) , 贸易盈余 (P) 。样本数据为2000年1月到2011年7月月度值。数据源于统计局及WIND资讯。
(1) 平稳性检验, 采用ADF检验方法, 发现上述变量均为一阶平稳。
(2) 协整检验, 采用 E-G两步法分别对这两者估计结果的残差进行协整检验见表1。
(3) 格兰杰检验, 在此实证中, 为了避免非平稳序列对Granger检验的影响, 我们选择的两变量分别是汇率波动和各行业股指变动的一阶差分, 滞后阶数利用AIC和SC准则, 根据不同的变量选择最优的滞后阶数。在VAR模型的基础上, 做变量之间的Granger因果关系检验以及脉冲响应函数, 结果分析如下见表2。
得到以下两个主要结论:一是2005年以前汇率变动与进出口额三者之间有着显著关系, 汇率变动是贸易总量, 进口额, 出口额, 贸易盈余的因;二是2005年以后汇率与进出口额并无显著关系。
3 汇率对贸易流量影响结果分析
汇率制度演变趋于灵活:2005年以前, 实行有管理的浮动汇率制。2005年7月21日至今, 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。
人民币汇率从官方主导转向市场主导:反映出价格是市场的核心, 体现了供求关系, 汇率表示本国货币在国际市场上的价格。汇率制度的改革是根据基本国情和发展战略自主做出的正确决策, 可以更为全面的反映我国与世界主要国家之间货币价值的变化程度。汇率逐渐市场化更反应了市场的需求:能够充分发挥浮动汇率的功能, 有利于减少国际贸易摩擦, 同时, 中央银行在外汇市场对汇率进行管理方面的操作, 更加简便可行。
汇率改革的成效反映在多个领域、多种层面上, 其中最明显、最直接的体现就是对外贸易的总量的变化。在人民币不断升值的背景下, 贸易规模节节攀升, 贸易结构调整, 贸易顺差逐渐合理化。同时, 应对金融危机更从容。
4 总结与展望
基于我国汇改至今已取得的成就, 我们展望汇率未来发展的趋势:实行有管理的浮动汇率制度, 不再只盯住美元汇率的汇率制度基础上, 融合更多国际的因素, 并与我国经济发展的阶段、市场体制完善进程、金融监管水平提高和企业承受能力相适应。随着中国汇率浮动弹性的提高和资本项目的逐步开放, 应该进一步推进人民币汇率制度改革, 用有管理的汇率独立浮动制度逐步取代参考一篮子货币调节汇率的做法。
值得注意的是, 在合适的时机进行汇率制度改革可以维护我国宏观经济环境的稳定, 引导资源优化配置, 并在一定程度上有利于改善我国的国际收支, 促进我国经济的又好又快发展。
摘要：通过对人民币汇率变动对进口额、贸易总额、出口额, 贸易盈余影响的实证研究, 发现:汇改前, 人民币汇率变动是进出口额变化的因;汇改后, 它们并无显著关系。
关键词：汇率制度,汇率变化,贸易流量
参考文献
[1]沙文兵.人民币有效汇率与宏观经济内外均衡研究[M].北京:经济科学出版, 2008.
闽台农产品贸易流量和潜力分析 篇6
1 闽台农产品贸易现状分析
1.1 闽台农产品贸易规模、对台顺差扩大
闽台农产品贸易总体规模不断扩大,2001年闽台开始直接往来(小三通)极大促进农产品贸易规模,贸易额快速增长,2001-2011年闽台农产品贸易额由0.356亿美元增至8.191亿美元,占福建农产品贸易额比重由1.53%增至7.45%,对台湾农产品出口额由0.220亿美元增至7.017亿美元,占福建农产品出口额比重由1.40 %变为10.18%。由于岛内农业生产资源限制,台湾农产品生产成本高,多为资本、技术密集型产品,因此台湾农产品售价较高。福建居民受消费水平限制大多仅在福州举办“海峡两岸经贸交流会”,或是逢年过节、走亲访友时作为伴手礼购买少量台湾农产品,这些因素导致福建进口台湾农产品增幅较小。福建以资源性、劳动密集型农产品生产为主,一些特色果蔬、茶叶、水海产品等在台湾有较大市场需求及价格优势,因此福建对台农产品贸易顺差持续扩大,2001-2011年顺差额由377万美元增至23 604万美元,尤其是2007年后闽台农产品贸易总额及对台贸易顺差均呈直线型增长。
1.2 闽台农产品贸易比重不断提高
资料来源:根据商务部网站、福建海关统计数据、《福建统计年鉴》计算得出。A:闽对台农产品出口占闽农产品出口比重,B:闽从台农产品进口占闽农产品进口比重,C:闽台农产品贸易占闽农产品贸易比重,D:闽对台农产品出口占大陆对台农产品出口比重,E:闽从台农产品进口占大陆从台农产品进口比重,F:闽台农产品贸易占海峡两岸农产品贸易比重
2 闽台农产品贸易流量和潜力实证分析
2.1 文献综述
贸易引力模型以其形式简单、估计结果准确而被认为是一种估计双边贸易流量的有效方法。该模型最早由Tinbergen和Poyhonen最先提出,他们认为两国(地区)之间双边贸易额与经济总量成正比,与两者之间的空间距离成反比,其公式为:
Xij=A(YiYj)+Dij (1)
Xij表示出口地i对进口地j的出口额,A是常数项,Yi 、Yj分别表示i和j地的GDP,D表示两地距离,通常用经济中心或首都距离表示。
西方经济学家在基本模型基础上不断改进,分别加入人口变量、人均收入、交通条件、经济一体化措施、贸易保护等制度因素等变量。在国外引力模型主要用来对贸易潜力进行测算和对贸易效应进行分析。
中国学者近年也对引力模型展开系列研究并取得成果。一是对中国与主要贸易伙伴国贸易流量进行研究,如刘育峰和姜书竹实证分析了影响中国2000年双边贸易量的主要因素,庄丽娟、姜元武等对广东省农产品向东盟出口的影响因素进行验证,并对出口东盟的农产品流量进行测算[5,6],王鹏利用引力模型和面板数据实证分析了海峡两岸双边贸易流量,赵雨霖、林光华检验了中国与东盟10国贸易流量及潜力[7];二是研究中国与主要贸易伙伴贸易一体化程度。盛斌、廖明中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测算,认为中国出口在总体上表现为“贸易过度”,但对某些国家又变现为“贸易不足”[8],田贞余将大陆与香港地区出口的实际值与模型预测值进行比较,并验证区域经济合作的基础等[9]。
2.2 模型构建
贸易引力模型源于牛顿的万有引力定律,即两物体之间的作用力与两物体的质量成正比,与两物体的距离成反比。为满足线性化估计需要消除异方差影响,对(1)式两边取自然对数并根据本文研究目的引入新的解释变量对模型进行扩展,得到反映闽台农产品贸易流量的引力模型为:
lnXij=a0+a1lnGDPi+a2lnGDPj+a3lnDij+uij (2)
lnXij=a0+a1lnGDPi+a2lnXi+a3lnGDPj+a4lnFDI+uij (3)
资料来源:根据相关资料整理得出。
2.3 实证检验
2.3.1 数据来源
本文采用2001-2011年时间序列数据进行实证检验,选取福建省与台湾地区农产品双边贸易额作为因变量,GDP、人均GDP、FDI作为自变量。福建省与台湾地区农产品双边贸易额数据来自《中国海关统计年鉴》、福建省、台湾地区GDP、人均GDP取自《中国统计年鉴》、《福建统计年鉴》,台商对福建农业投资FDI取自福建省农业厅“海峡两岸农业合作交流服务中心”。
2.3.2 实证检验
首先运用统计软件EVIEWS3.1对包含5个解释变量的贸易引力模型进行OLS回归检验,然后将不显著的变量剔除,直到最后整个模型的所有变量都在0.05的显著水平通过检验。(注:括号内为t统计值,*表示符合5%的显著性水平)
lnXij=100.1086+21.8264lnGDPi+22.9475lnXi-5.2867lnGDPj-25.3024lnXj+0.25939lnFDI (4)
(0.06584)* (-2.94246)* (2.99858)*
(0.81620) (-0.80701) (1.32078)
R2=0.9727 F=35.6475 DW=2.3133
lnXji=-147.7916+5.38569lnGDPi+5.35894lnXi-2.642868lnGDPj-0.70519lnXj+0.04108lnFDI (5)
(-0.72757) (1.83982)* (3.02005)*
(12.22603) (12.37311) (0.077505)
R2=0.9924 F=131.6407 DW=1.9505
根据式(4)、式(5)显示,反映闽台农产品双边流量的贸易引力模型中,大部分解释变量的回归系数都具有与预期相符的符号,部分显著性较高,R2值显示拟合优度较好,而且方程能通过显著性检验,F值表明模型线性关系明显,说明该模型可以部分解释闽台农产品双边贸易流量问题。但是以上回归结果也存在一些问题:一是在两组农产品贸易引力模型中,台湾地区GDP和人均GDP(Xj)回归系数均不显著,显著程度较低;二是台湾地区GDP和人均GDP对数的回归系数符号与预期不相符,方差扩大因子较大,模型存在多重共线性问题。因此本文采用“倒向法”对解释变量进行筛除,从初始模型回归方程每次减少一个变量,直到新方程中所有回归系数均具有显著的统计值。据此剔除不显著变量lnGDPj和lnXj,重新回归检验结果如式(6)和式(7)。
lnXij=-435.5813+11.37061lnGDPi+12.9765lnXi+0.378946lnFDI (6)
(3.74777)* (-3.74813)* (3.84476)* (3.04863)*
R2=0.9687 F=72.3343 DW=2.4051
lnXji=-439.399+12.0238lnGDPi+11.7829lnXi+0.04382lnFDI (7)
(-2.3894)* (2.5308)* (-2.3854)* (0.4266)*
R2=0.9621 F=59.2701 DW=3.4586
修正后的回归模型分别为式(6)、式(7),以上两式显示,在未改变贸易引力模型有效性的基础上,剔除解释变量lnGDPj和lnXi后所得回归检验结果有较大改善,各解释变量回归系数基本与预期符号相符,模型拟合优度较高,统计值都符合显著性水平。同时式(6)、式(7)回归结果的DW值相应提高,表明修正后模型的自相关问题得到很好改善。因此剔除解释两个解释变量之后的引力模型能反映闽台农产品双边贸易流量问题。
2.3.3 检验结果分析
修正后的两组引力模型的线性拟合表明:第一,福建GDP、福建人均GDP、吸引台商农业资本等三个解释变量,是影响闽台农产品贸易流量的主要因素,福建对台农产品出口各影响因素按解释程度高低依次是lnGDPi、lnXi、lnFDI,台湾地区对福建农产品出口各影响因素按解释程度高低依次是lnXi、lnGDPi、lnFDI。
第二,福建人均GDP是影响双边农产品贸易流量的主要因素,对台农产品贸易中影响程度大于GDP。其他条件不变的前提下,人均GDP每增加1%会促进福建对台农产品出口或进口分别增加12.976 5个百分点和 11.782 9个百分点,说明随着福建经济发展水平和人均收入提高,出口和进口能力相应增强,对进口农产品需求的数量和反映规模经济的差异产品进口也随之增加,特别是在沿海地区和高收入阶层,对高质量的台湾农产品有越来大需求。
第三,在本文模型中,反映台商对福建农业投资高低的FDI对闽台双边农产品贸易流量的影响层度最小。台商对福建农业投资每增加1%时,对福建对台出口或进口分别带来0.378 946和0.043 832个百分点增长,说明台商在福建农业投资对双边农产品贸易流量带来不平衡驱动效应,但总体力度均偏弱。究其原因在于,两岸分别加入WTO后,在WTO框架下台湾当局采取一些措施放宽两岸农产品贸易限制政策,祖国大陆也对部分台湾农产品进口采取“零关税措施”,特别是ECFA签署后两岸进一步协商与农产品贸易有关的检疫、通行等措施,这些都促进闽台农产品贸易流动。一些台资企业在福建投资进行农产品加工,产品制成后一部分出口到日本、韩国、东南亚等地,一部分直接在祖国大陆市场就地销售,返销台湾数量相对较少,表现为农业投资对农产品贸易的替代效用明显。
2.3.4 闽台农产品贸易联系与潜力分析
考量两地农产品贸易紧密程度通常可采用对外贸易依存度指标,但该指标未考虑不同地区之间市场规模、消费需求等因素影响。而贸易引力模型为评估两个地区农产品双边贸易的紧密程度提供了一个较为全面的研究方法,实际上只要两地间的实际贸易额超过引力模型预测的贸易额,那么就应认为两个地区之间存在贸易过度,不论实际贸易额有多大;反之,如果两个地区间的实际贸易额低于引力模型预测的贸易额,就应认为两个地区间的贸易不足,尽管实际贸易额很高。
基于上述原理,本文将依据最终回归模型来分析闽台农产品贸易联系程度和贸易潜力。具体分析过程如下:第一,利用最终引力模型计算得出2012年福建与台湾地区农产品预测贸易额T′;第二,与实际贸易额T相比较,如果T′/T越大,说明贸易属于“不足”,潜力越大;如果T′/T越小,说明贸易属于“过度”,潜力越小。通过计算得出,2012年福建对台湾农产品出口T′/T=1.03,台湾地区对福建农产品出口T′/T=0.9665,T′/T介于0.9-1.50之间属于“贸易不足”,说明福建与台湾地区发展贸易的潜力还没有得到充分发挥,还有很大贸易空间,双方可以继续发掘可以促进贸易的积极因素。
3 结论与建议
综上所述分析可得到以下结论:闽台双边农产品贸易流量主要受经济规模、人均GDP、农业FDI等因素影响。其中人均GDP、GDP是最重要影响因素;闽台农产品整体贸易呈现“不足”,属于潜力开拓型,因而双边农产品贸易额仍有较大增长空间。闽台可在ECFA框架下采取相应措施进一步促进双边贸易增长。
3.1 强化促进闽台农产品贸易发展的有利因素
上述分析说明福建对台农产品出口中人均收入水平因素比经济规模因素贡献要大,说明福建对台农产品贸易结构正趋向高级化、合理化,农产品产业内贸易日益成为主要贸易形式。但由于闽台农业中要素禀赋的差异,两地农产品产业内贸易仍以垂直型为主,台湾地区农业产业主要是中上游、技术与资本密集型,福建农业产业主要是下游、劳动密集型[10]。因此福建首先在于提高农产品生产质量水平,解决农产品贸易中的农药残留、重金属超标等问题,并依靠市场、制度安排等推动闽台农业产业分工向纵深方向发展。其次,探索ECFA框架下闽台农产品贸易制度化建设。2010年ECFA签署后闽台农产品贸易额迅速增长,因此应在闽台经贸关系存在特殊性的前提下,努力寻求两地农业合作机制的新途径和新形式。最后应采取有效策略引导台商在福建的农业投资投向中上游产业、投资项目大型化发展。
3.2 弱化阻碍闽台农产品贸易发展的不利因素
现阶段继续保持现有优势的同时,应培育促进双边农产品贸易发展的其他因素,弱化劳动力成本上升带来的负面影响;闽西、闽北地区等离台湾地区空间距离较远的地方则应发挥各自比较优势,弱化空间距离的阻碍作用。
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出口贸易流量 篇7
贸易引力模型 (Trade Gravity Model) 的基本思想来源于牛顿的万有引力定律, 该定律指出, 两物体间的引力大小与其质量成正比, 而与其距离的平方成反比。Tinbergen (1962) 和Poyhonen (1963) 以万有引力为指导, 于20世纪60年代初首次提出贸易引力模型。该模型指出, 两国或地区之间的双边贸易额与这两国或地区的经济总量成正比, 与其空间距离成反比。其模型的原始形式为:Tij= kYiYj/Di。其中K为常数, Tij为两国/地区的双边贸易额, Yi和Yj分别为两个国家/地区的经济规模, 通常以GDP作为该变量的数值, Dij为两国间的距离, 一般指两国经济中心或主要港口之间的距离。在实证检验中, 往往对该模型取对数转化为线性形式。
贸易引力模型自20世纪60年代初提出后, 许多学者对该模型进行了深入的研究, 这使得贸易引力模型在原始形式基础上不断得到丰富和发展。尽管缺乏坚实的理论基础, 但在古典和新古典贸易理论始终无法对双边贸易理论进行实证分析的背景下, 该模型无疑为经济学家们提供了一个极具活力的分析工具。它量化了两国和地区之间的双边贸易, 为国际贸易理论在计量分析领域开拓了新的研究空间, 从而使对国际贸易的实证研究进入了一个新的天地。
国内学者对贸易引力模型的研究主要集中在三个角度:一是研究中国 (大陆) 与主要贸易伙伴之间的贸易流量和出口潜力;二是研究中国 (大陆) 与主要区域贸易组织 (如东盟、APEC) 之间的经济和贸易一体化的程度, 三是研究中国不同经济区域 (如香港、台湾) 之间相互贸易所产生的效应。本文拟在前人分析的基础上, 建立一个世界双边贸易流量引力模型, 以分析影响世界双边贸易流量的主要因素, 并提出相应的政策建议。
二、模型设定和数据选取
(一) 模型设定
本文通过引入包括贸易制度安排等虚拟变量在内的其它一些解释变量, 对贸易引力模型进行扩展。另外, 为了满足线性化估计的需要, 并消除异方差的影响, 特设立对数线性模型如下:
lnMij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnYCi+α4lnYCj+α5lnDij+α6EU+α7CER+α8NAFTA+α9B+α10APEC+μij (1)
其中, 因变量Mij表示出口国家 (地区) i对进口国家 (地区) j的贸易流量 (即出口额) , μij是均值为零的随机误差项。关于解释变量的含义、对因变量的理论预测影响 (预期符号) 及理论说明参见表1:
(二) 样本国家范围
本文选取世界上13个主要贸易国家2007年的双边贸易数据进行分析, 即美国、日本、澳大利亚、加拿大、挪威、新西兰、瑞士、中国、印度、法国、德国、意大利、英国。这13个国家分布在亚洲、欧洲、北美洲及澳洲等地, 能够在很大程度上说明国际双边贸易的情况。
(三) 数据来源及说明
M (单位:百万美元) :来源于国际货币基金组织贸易流向2008年统计年鉴 (IMF Direction of Trade Statistics Yearbook, 2008) 。
Y (单位:百万美元) 以及YC (单位:美元) :来源于世界银行2008年世界发展报告 (World Bank, World Development Report, 2008) 。
D (单位:千米) :取两国首都之间的直线距离, 来源于网站 (www.indo.com/distance) 。
三、模型回归结果及分析
(一) 模型回归结果
本文采用Eviews5.0软件对数据进行处理, 应用的是多元线性回归方法。可能出现的问题有变量的多重共线性、序列相关以及某些变量的显著性问题, 这些都可能导致模型回归结果出现偏差。回归结果如表2。
注:1.括号内的值为t值。 2.***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。
首先, 利用收集的数据对模型 (1) 进行首次回归分析, 结果如表2中估计 (1) 所示。从回归结果中可以看出, 两个变量的符号出现反常且多个变量未能通过显著性检验。说明回归方程的效果很不理想, 需要进行调整。本文调整的主要依据是根据变量的显著性水平, 不显著的变量要逐个剔除, 直到所有的变量都达到显著时为止, 并且调整后的判定系数应不断提高。由估计 (1) 的结果可知, 贸易双方的人均GDP (即YCI和YCJ) 的符号反常, 而且导致包括自己在内的多个变量未能通过显著性检验。因此, 可以认为这两个变量的存在使模型出现了较强的多重共线性。所以, 特去掉这两个变量, 对剩余变量进行回归, 结果如表2中估计 (2) 所示。可以看出, 去掉两个人均GDP变量后, 所有变量的符号均未出现异常, 而且调整后的判定系数有了一定程度的提高。但共同边界 (B) 和欧盟自由贸易区 (EU) 这两个虚拟变量再次未能通过显著性检验, 而且t统计值明显偏低。因此, 再次删除两个变量B和EU, 在对剩余变量进行回归时, 发现模型存在二阶序列相关。利用二阶广义差分法对模型进行回归, 结果如表2中估计 (3) 所示。由表中结果可知, 所有变量的符号均正常, 除了NAFTA变量通过水平为5%的显著性检验外, 其余变量均通过水平为1%的显著性检验, 而且调整后判定系数再次有了提高。故国际双边贸易引力模型建立如下:
lnMij=-12.73573+0.944549lnYi+0.991244lnYj
(-7.456903) (16.51220) (17.27880)
-0.717916lnDij+2.648084CER+0.981083NAFTA
(-9.959344) (5.575774) (2.088682)
+0.741743APEC
(5.330854)
R2=0.898000 adjR2=0.892373 F=159.5716
DW=2.043752
由上述模型可知, R2和F值都很高, 说明模型对数据的拟合程度非常高, 且各变量对模型的解释力很强。所有的解释变量都非常显著, 且未出现符号异常现象, 说明模型不存在多重共线性;通过进行异方差怀特检验, 表明模型不存在异方差性;模型DW值在2左右, 而且, 通过进行偏相关系数检验和LM检验, 表明模型不存在序列相关。因此, 模型的建立是较成功的。
(二) 回归结果分析
由于贸易流量 (M) 以及几个解释变量 (Y, D) 都是以对数形式表示的, 所以它们的系数值表示双边贸易量对GDP以及距离的弹性。出口国GDP的系数约为0.94, 表明出口国的经济规模每扩大1%, 贸易量将增加0.94%;进口国GDP的系数约为0.99, 表明进口国的经济规模每扩大1%, 贸易量将增加0.99%;距离 (D) 的系数约为-0.72, 表明两国的距离每增加1%, 贸易量就会降低0.72%, 这和人们的预期是一致的, 因为通常意义上, 空间距离越大则运输成本越大, 信息交流越困难, 相互文化差异也越大, 从而限制相互贸易往来。
虚拟变量CER高度显著, 系数约为2.6, 表明澳大利亚和新西兰之间的贸易量是其他国家的13倍[exp (2.6) =13.46];虚拟变量NAFTA也很显著, 系数约为0.98, 表明美国和加拿大之间的贸易量约为其他国家的2.7倍[exp (0.98) =2.66];虚拟变量APEC的系数约为0.74, 表明两个亚太经合组织成员国之间的贸易量约为其它国家的2.1倍[exp (0.74) =2.09]。
四、结论与政策建议
(一) 结论
从国际双边贸易引力模型的分析结果来看, 影响国际双边贸易流量的因素主要有贸易双方的GDP (即经济规模) 、空间距离以及澳洲自由贸易区、北美自由贸易区和亚太经合组织等区域性经贸组织 (其中只有空间距离起阻碍作用) , 但影响程度各不相同, 从大到小的排列顺序依次为:澳洲自由贸易区、进口国的GDP、北美自由贸易区、出口国的GDP、亚太经合组织以及空间距离。而贸易双方的人均GDP、共同边界以及欧盟的影响不太显著。进口国经济规模的影响大于出口国, 说明世界上各经济体的经济快速增长主要是从需求角度, 而不是从供给角度推动了国际贸易流量的增长。
(二) 政策建议
基于以上分析, 可以得出贸易引力模型对促进国际双边贸易的如下政策含义:
首先, 从模型实证检验的结果来看, 决定国际双边贸易流量最主要的因素是交易双方的经济规模、空间距离以及区域性贸易制度安排。这一结论显然与强调比较优势和资源禀赋的古典贸易理论有明显差别。而且, 通过引入距离等考虑到交易成本的因素, 引力模型就可以解释一些古典贸易理论所无法解释的异常现象, 这无疑为国际贸易的理论研究提供了新的切入点。
其次, 要尽量减少空间距离的阻碍作用。其中, 最主要的对策是加强物流建设与合作。这里的物流是指集运输、储存、装卸搬运、包装、流通加工、配送、信息处理等基本功能于一体的现代物流, 而不是指主要包括运输、储存和装卸搬运的传统物流。
最后, 要加强区域经济合作。经济全球化和区域经济一体化是当今世界经济发展的两大趋势, 世界上每个经济体都要积极融入区域经济一体化进程, 努力发展多元化的双边贸易和投资, 在更广阔的范围内实现最优资源配置的同时促进国际双边贸易向前发展。
摘要：贸易引力模型是基于牛顿万有引力定律, 用于研究两国或地区之间的双边贸易的经济模型。通过选取世界上13个主要国家2007年的截面数据, 建立了国际双边贸易流量引力模型。结果表明, 贸易伙伴国的经济规模 (GDP) 、地理距离和制度安排是影响国际双边贸易的主要因素。最后提出应加强物流建设与合作, 加强区域经济合作, 以促进国际双边贸易向前健康发展。
关键词：引力模型,双边贸易,流量影响因素
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