贸易结构效应论文

贸易结构效应论文（精选10篇）

贸易结构效应论文 篇1

近年来, 中国企业对美投资快速增长, 投资规模不断扩大, 投资领域逐渐拓宽, 方式日趋多元化。根据美国商务部数据, 2014年中国对美直接投资总额达到170亿美元, 年均增长41.5%, 增速居全球之首。而对外直接投资作为我国对外贸易结构转型升级的重要加速器, 研究我国制造业对世界最大经济体——美国的对外直接投资所产生的贸易结构效应, 对于促进中国制造业高效有序地开展对外投资, 优化中美制造业贸易结构, 进而实现对外直接投资利用最大化来推动中美两国的贸易发展有着重要的理论和现实意义。

1 文献综述

关于对外直接投资 (OFDI) 与贸易关系的研究最先是由Robert.A.Mundell (1957) 开展的, 他提出贸易壁垒的存在导致了对外直接投资的产生, 因此国际贸易与跨国投资之间存在着相互替代的关系。小岛清 (1977) 则将国际直接投资与国际贸易统一于国际分工, 建立边际产业转移模型, 认为国际贸易与国际直接投资是互补的关系。Markuson和Svensson (1985) 则利用要素比例模型揭示了对外投资和贸易只有在贸易要素和非贸易要素呈现合作关系的时候才会存在互补关系。

对外直接投资的贸易效应不仅体现在进出口贸易规模的变动上, 还反映在进出口贸易结构的调整方面, 后者对于母国经济效应的研究更具有重要意义。陈俊聪、黄繁华 (2014) 运用引力模型研究得出, 我国对发达国家经济体的直接投资具有较强的出口升级效应, 尤其体现在零部件、机械设备等中间产品的出口创造方面。陈愉瑜 (2012) 通过对7个具体行业对外直接投资的贸易结构效应进行面板数据分析得出, OFDI流量和存量对进口贸易结构的影响比对出口贸易结构要显著。王彧琳 (2011) 对OFDI与进出口商品结构关系进行协整分析, 认为对外投资的变化单向影响进口贸易, 而与出口贸易之间相互影响。俞毅、万炼 (2009) 基于VAR模型研究得出, 初级产品、工业制成品的出口与对外直接投资存在相互替代效应, 初级产品、工业制成品的进口与对外直接投资存在相互补充效应。陈传兴、杨雅婷 (2009) 认为我国对外直接投资与对外贸易总体呈正相关性, 其中采矿业、批发零售业和制造业的正相关性较大。

综上所述, 现有文献关于我国制造业对外直接投资与贸易关系的研究多数是从宏观层面出发, 缺乏对具体行业的深入探讨。鉴于此, 笔者以Krause (1987) 的分类方法为基础, 结合我国实际情况将制造业行业划分为劳动密集型、资本密集型、技术密集型三大类, 运用2003~2013年的相关数据构建自回归分布滞后模型来探讨我国制造业对美直接投资和中美制造业贸易结构之间的关系, 并为调整我国制造业对外直接投资政策提出自己的建议。

2 实证分析

2.1 模型设定与数据说明

国内外大量学者的研究表明, 对外直接投资与贸易之间存在一个动态的影响过程, 即二者的因果关系不一定就在瞬时发生, 可能存在时间的滞后。因此, 笔者选定自回归分布滞后模型 (ADL) 来分析我国制造业对美直接投资与中美制造业进出口贸易结构之间的动态关系。自回归分布滞后模型 (ADL) 是基于数据的统计性质建立模型, 把所有解释变量及其滞后项添加到一个自回归中, 以探究经济变量当前的变化是否受到同期和过去时期各种因素甚至自身过去值的影响。ADL的一般形式为:

式 (1) 中, q, s为滞后时间间隔, Yt-q为被解释变量Y的第q期滞后, Xt-s为解释变量X的第s期滞后, μt则是误差向量。

本文参照北美产业分类标准 (NAICS) 对工业行业的划分, 将制造业对美直接投资流量 (OFDI) 及其一阶滞后项、各类制造业行业的中美贸易 (包括出口EX和进口IM) 的一阶滞后项作为自变量, 贸易作为因变量, 进行实证分析, 设定的ADL模型为:

其中k取1-3代表行业类型 (1=劳动密集型、2=资本密集型、3=技术密集型) , t代表年份, 待估参数β衡量了对外直接投资对进、出口贸易影响的方向和强度。

2.2 实证过程

对时间序列的经济变量进行回归分析, 首先要确保序列的平稳性, 若时间序列数据表现为非平稳, 则即使它们之间没有任何经济关系, 也可能表现出较高的可决系数。其次, 利用EG协整检验法分析制造业OFDI和不同制造业行业进出口贸易之间是否存在长期稳定关系。在此基础上, 运用格兰杰因果关系检验法进一步验证变量间这种长期关系是否构成因果联系。本文各步骤的结果均由Eviews8.0软件运行得出。

2.2.1 时间序列的平稳性检验

为了确保估计结果的有效性, 进一步探究制造业对美直接投资与中美制造业进出口贸易结构之间的长期关系, 首先需要对各变量进行ADF检验以考察各序列是否为同阶单整, 除了ln IM1, 其余各变量的水平序列在5%的显著性水平下, ADF检验值均大于临界值, 未能拒绝存在单位根的假设, 这表明它们都是非平稳的。而对这些变量序列一阶差分后, ADF检验值均小于5%显著性水平下的临界值, 拒绝单位根假设, 即是平稳的。因而可见除ln IM1外的其它变量都为一阶单整序列, 可以进一步进行协整检验和因果检验。而经后续检验得出变量ln IM1为二阶单整序列, 与ln OFDI不同阶, 这表明制造业对美直接投资与劳动密集型工业从美进口之间不可能存在协整关系, 即不存在长期稳定关系, 因此不能进行回归估计。

2.2.2 协整检验

根据协整理论, 如果变量间是同阶单整的, 并且存在协整关系, 那么这些时间序列就存在着长期稳定的关系。由于缺乏统计数据, 无法采用Johansen检验法对ADL模型进行协整关系检验, 因此, 本文选择使用EG检验法依次验证各变量间是否存在协整关系。首先需要对方程 (2) 和 (3) 进行OLS回归, 同时用ADF法检验各方程的残差序列是否平稳。若回归残差序列为平稳序列, 则表明变量间存在长期稳定关系, 即协整关系, 且回归方程便是这种长期关系的定量表示。

2.2.3 格兰杰因果检验

上述对ADL模型的协整估计结果揭示了各变量的变化受其自身及其他变量过去行为的影响程度, 然而, 很多经济变量存在相互影响的关系。因此, 为了进一步考察这些变量之间是否构成因果关系, 以及这种关系是双向的还是单向的, 本文采用Granger (1969) 提出的Granger因果关系检验法加以分析。检验结果见表1。

3 结语

3.1 中国制造业对美直接投资与不同要素

密集型工业出口美国具有长期均衡关系, 但从进口角度看, 只与技术密集型工业从美国进口存在长期均衡关系。整体来说, 我国制造业对美直接投资对各制造业行业出口美国具有推动作用, 而对技术密集型工业从美国进口具有抑制作用。这表明, 我国制造业对美直接投资的发展有利于改善我国对于美国制造业的进出口贸易结构。

3.2 不同要素密集型行业之间比较优势、贸易条件、国家政策等方面存在差异

我国制造业对美直接投资对各行业的影响不尽相同。根据协整回归结果分析, 我国制造业对美直接投资对中美制造业进出口贸易的影响在当期并不显著, 而是具有一定的时滞性。从劳动密集型工业来看, 对美直接投资对其与美国进出口贸易的影响总体都不显著。

3.3 进出口贸易的变动是我国制造业对美直接投资变化的原因

格兰杰因果关系检验结果显示, 不同制造业行业对美进出口对于我国制造业在美的投资均具有先导效应, 即进出口贸易的变动是我国制造业对美直接投资变化的原因;而制造业对美直接投资的变动却不能完全用来解释不同要素密集型工业进出口美国的变化。中国高新技术产业的迅速发展大大提高了我国制造业产品的国际竞争力, 为我国制造业企业走向世界、进行跨国投资提供了必备的基础。

总的来说, 我国制造业对美直接投资对中美两国的制造业贸易的促进作用大于抑制作用。在美国重振制造业与中国大力发展战略性新兴产业的背景下, 我国制造业对美直接投资正面临着新的机遇和挑战。因此, 我国应继续推进“走出去”战略的实施, 利用对美直接投资带动我国对美国制造业进出口结构的改善。

参考文献

[1]陈俊聪, 黄繁华.对外直接投资与贸易结构优化[J].国际贸易问题, 2014 (3) .

[2]陈石清.对外直接投资与出口贸易:实证比较研究[J].财经理论与实践, 2006 (1) .

[3]陈愉瑜.中国对外直接投资的贸易结构效应[J].统计研究, 2012 (9) .

我国加工贸易转型升级效应明显 篇2

拉动经济增长作用增强

从发展趋势看，中国通过转型升级增加单位加工贸易出口额对GDP贡献的潜力很大。中国加工贸易发展的现状是处于中间状态的加工贸易企业占据绝大比重，据2009年8月份对1117家加工贸易企业的一个调查，“两头在外”型的加工贸易企业占14.15%，“混合”型的加工贸易企业占54.34%，“一头在内、一头在外”型的加工贸易企业占31.51%。与东亚许多国家相比，中国工业基础较好，产业门类齐全，许多外商投资企业为降低成本也开始把原材料和零部件的生产转移过来。

从中国加工贸易出口的产业结构看，轻工、纺织、机电、交通运输装备四大类产品占中国加工贸易出口总额的95%以上。其中，轻工、纺织等劳动密集型产品所占比重不足1/5，资金与技术密集型的机电产品占加工贸易的出口比重2001年开始超过50%，2004年超过65%，2011年占78.1%，是中国加工贸易出口的主体。从产业层次来看，中国加工贸易已经成为全球高端制造业的重要组成部分。

2011年中国加工贸易出口中50.5%是高新技术产品，依托加工贸易的快速发展，中国电子工业迅速崛起为世界IT产业最重要的硬件制造基地，制造水平和部分领域的设计水平已跻身世界一流。2011年，中国彩电、手机、计算机等主要电子产品产量占全球出货量的比重分别达到48.8%、70.6%和90.6%，均名列世界第一。

但是，加工贸易出口以高端产品为主体的事实并不意味着中国加工贸易对外贸易的比较效益较高，因为我们主要是处于产业链的较低层次。作为世界第一制造大国和第一出口大国，中国在2011年世界品牌500强排行榜中仅有21个品牌，与美国的239个差距极大。在首批广东、苏州58家加工贸易转型升级示范企业中，企业平均品牌产品占比超过了80%，这也预示着中国加工贸易转型升级有着极大的发展空间。

优化开放型经济布局

中国加工贸易顺差来源区域分布的特点，是对20世纪80年代后全球产业转移结果的客观反映。欧、美经过20世纪50年代到70年代的产业转移之后，经济开始以服务业为主，在货物贸易中长期处于逆差地位。欧盟、美国在制造业方面则长期呈现逆差，在中国加入WTO之前，主要体现为对日本、韩国、台湾、香港等亚洲国家和地区的逆差，在中国加入WTO之后，由于中国加工贸易发展承接了大量的日本、韩国、台湾和香港的产业转移，对日本、韩国、台湾等亚洲国家和地区的逆差移到了中国，而欧盟、美国对亚洲整体的顺逆差结构没有明显变化。

中国加工贸易顺差的区域结构，导致中国从国际贸易统计上看对欧盟、美国的顺差很高。这种情况很容易引来欧盟、美国对中国错误地采取贸易保护主义。中国加工贸易转型升级在加工贸易保持平稳增长的情况下，客观上能够减少从日本、韩国、台湾等国家和地区的进口增速，放缓对欧盟、美国出口的增长速度。在国际金融危机导致的贸易保护主义倾向不断抬头的背景下，有利于减轻中国所遭受的贸易保护主义压力。

中国加工贸易转型升级加快了全球产业向中西部地区转移的进程。中西部地区占中国吸收外商投资的比重不断上升，截止到2009年底，中国东部地区占非金融类外商投资存量的12.3%，而2010年东部地区非金融类使用外商投资金额占全国的比重为15%，2011年东部地区非金融类使用外商投资占全国总额的16.73%，上升势头非常明显。

加工贸易向中西部地区的产业转移有利于中国优化对外贸易区域结构。2011年分省市看，广东、江苏、浙江和上海等省市出口分别增长17.4%、15.6%、19.9%和16%，增速略低于全国总水平。重庆、河南、贵州和江西等省市出口分别比上年增长165%、82.7%、55.5%和63.1%，均大幅高于全国同期出口增速。在成渝经济区、中原经济区、皖江城市带等中西部加工贸易重点承接地区，高端制造业、电子信息、战略性新兴产业、新能源等产业高速成长，带动当地外向型经济迅速发展。

结论与政策建议

中国目前正处于加工贸易转型升级的关键阶段。为了使加工贸易转型升级效应能够得到国内外的正确认识，使继续推动加工贸易转型升级有一个良好的国际国内环境，顺利实现加工贸易由规模速度型向质量效益型转变，需要对加工贸易统计体系加以改进和加强加工贸易产品原产地的管理。

中国现行的加工贸易统计主要是以实物流为基础，便于海关进行贸易记录，该方法无法反映中国的真实贸易结构和在贸易中的实际利益。建议借鉴BPM6（即IMF《国际收支与国际投资头寸手册》第六版）和美国经常账户给予所有权的补充统计体系，建立中国加工贸易基于国内各要素投入产出效益的补充统计体系。如果按照贸易增加值统计测算，2007年中美贸易货物顺差比传统贸易统计低60%，这可以更客观反映中国在加工贸易中所获得实际利益，使欧盟、美国等停止对中国的贸易指责，同时为加工贸易政策的调整提供更加扎实的数据基础，可以未雨绸缪对中国实际利益较低的加工贸易环节或者行业转移到国外做好准备。

贸易结构效应论文 篇3

一、文献概述

1776 年和1817 年, Smith和Ricardo分别提出的绝对优势理论和比较优势理论, 他们以劳动生产率为比较基础, 分别用绝对成本优势和比较成本优势来解释贸易的发生及其带来的两国福利的增加在现代国际贸易理论中, Heckscher (1919) 和他的学生Ohlin (1924) 在继承比较优势学说的基础上, 提出了H-O理论, 一个劳动力存量充裕但资本要素相对稀薄的国家生产和出口劳动密集型产品有利于本国就业问题的解决和相对利益的增加。 凯恩斯 (1936) 的主要支持者马克卢普和哈罗德等人在凯恩斯的投资乘数原理上提出对外贸易乘数理论, 打破了充分就业的假定, 强调外贸出口与国民收入和就业量的倍数关系。 此后, 以Linder, Krugman等为代表的经济学家在国际贸易中引入重叠需求等理论。 国内学者杨小凯、张永生 (2001) , 提出交易效率的提高是致使国内贸易发展成为国际贸易的重要原因, 强调内生比较优势的创造与提升, 贸易结构的优化可以通过扩大就业人数, 加快知识积累, 提高劳动生产率来实现。

2009 年, 盛斌、牛蕊 (2009) 利用1997-2006 年中国28 个工业部门的面板数据从贸易流量和贸易政策两个方面检验其对劳动力就业的影响, 研究表明出口增长拉动了就业, 但对各个工业部门的具体影响程度不同。 魏浩等 (2013) 利用1992-2007 年我国33 个工业部门的面板数据对贸易的就业效应进行研究, 结果表明不同类型制造业部门就业效应具有一定的差异性, 低技术制造部门的出口就业正效应最大。 同时, 各个行业的进出口的就业效应也不尽相同。

近年来也有部分学者开始从贸易结构的视角分析贸易与就业之间的关系, 如阚大学 (2010) 分析了我国贸易结构和就业结构20 年来的变动, 并建立回归方程得出结论认为各产业贸易额增加对就业增加的作用各不相同, 且就业结构与产业贸易结构变化存在不协调性, 但产业贸易额增加会带动就业增加。 周申和李可爱 (2012) 利用投入产出法和偏差分解法分析贸易结构变动对就业结构的影响, 得出结果表明研究期间内 (1993-2007) 偏向资本技术密集型产品的贸易结构变动不利于就业, 并导致我国的就业结构偏向熟练劳动。

综上所述, 学术界从理论和经验方面就贸易对就业的影响进行了大量有益的探索与研究, 已有的经验研究对于我国贸易政策的制定和贸易水平的提高有着重要的理论和实践意义, 也为本文的研究提供了很好的前期基础和借鉴意义。 但是已有文献大多从整体上探讨工业品贸易的劳动就业效应, 从贸易结构视角分析出口贸易与就业关系的文献则相对较少, 而且对出口结构的度量一般都是简单的划分为初级产品和工业制成品, 或者按要素密集度划分为劳动密集型、资源密集型、资本和技术密集型, 划分方法过于粗糙。 本文采用基于产品技术附加值分布的出口结构分类方法对江苏省出口贸易结构进行测度。 该方法能够更好的反映一国或地区出口贸易结构的动态变化过程, 并在此基础上分析江苏省出口贸易结构变动对就业的影响。

二、计算方法和实证分析

1、产品技术附加值计算公式

其中EXij表示第j国第i种产品的出口额, 表示第i种产品的世界出口额, Yj表示第j国的人均国内生产总值。 采用该公式计算的附加数值会随着国际分工的变化而变化, 例如原来只能在发达国家生产的产品, 随着产品的标准化, 发明者的技术优势已消失, 而随着竞争的加剧, 成本和价格问题变得十分突出, 市场知识和信息流通已退居次要地位, 其最终结果就是把生产或装配业务转移到其他国家。

2、实证分析

(1) 数据的来源。 由于江苏省1992-1999 年使用的是HS分类标准, 把商品划分为21 大类, 而从2000 年后开始采用SITC分类方法, 把出口商品划分为10 大类、63 章。 所以本文用于所采用的原始数据包括两段:1992-1999 年联合国HS1992 分类标准下20 大类95 种产品以美元计价的出口额, 其中剔除了第93 章 (武器、弹药及其零件、附件) , 2000-2011 年联合国 《国际贸易标准分类 》第四次修订的标准两位数 (Rev.2 SITC) 水平下62 种产品 (不包括第35 章电流) 以美元计价的出口额, 以及同期13个国家以美元计价的人均GDP, 两种分类水平下的江苏省各类产品的出口额。 这些数据分别来自于联合国商品贸易统计数据库 (UN COMTRADE) 、世界银行的WDI数据库以及历年的《江苏统计年鉴》。在分析江苏省出口贸易结构变动的就业效应时所用到的从业人员数据来源于历年的《江苏统计年鉴》。

(2) 产品技术附加值的计算和产品分类。 鉴于江苏省缺乏出口产品细分类数据。 在根据上述公式计算1992 -1999 年130 个观察国95 种产品 (HS1992 分类标准) 的出口额时进行合并处理, 即把每大类下各章产品的出口额进行加总得出20 大类产品的出口额以及世界出口总额。 这样, 通过计算可以得出1992-1999 年HS1992 分类标准下20 大类产品以及2000-2011 年SITC两位数标准下的6种产品的技术附加值, 然后进行排序, 分成高低附加值产品二组。

(3) 江苏省出口贸易结构及其变迁分析

在年度的低附加值产品组和高附加值产品组计算的结果上, 分别计算江苏省每年两个产品组的总出口额及其EXD:

利用该指数可以反映出一国或地区贸易结构的变化趋势, 由公式可知该指数的取值范围为[-1, 1]。 当一国或地区的出口产品全部为低附加值产品时, 该指数的值为-1;当一国或地区的高低技术附加值产品出口额相同时, 该指数的值为0;当出口产品全部为高附加值产品时, 该指数的值为1。因此当出口贸易结构指数增大时, 该国或地区的出口产品结构开始优化, 反之则表明该国或地区的出口贸易结构开始恶化。 表1 对该指数进行了进一步细分。

20 年来江苏省的出口贸易结构的变动可以分为三个阶段, 1992-2000 年为第一阶段, 该阶段江苏省的出口贸易结构指数从1992 年的-0.37 上升至2000 年的0.17, 达到最高。 说明在该阶段江苏省的贸易结构不断优化, 高附加值产品的出口比较优势开始显现出来。 2001-2006 年为第二阶段, 在该阶段, 出口贸易结构指数不断下滑, 2006 年降至最低点-0.54, 表明江苏省出口贸易结构不断恶化。 第三阶段为2006-2011 年, 出口贸易结构指数趋于稳定, 一直徘徊在-0.5 至-0.4 之间。 总体上来看, 1992-2011 年间江苏省贸易结构由中等贸易层次转变为低等贸易层次, 具体表现为出口贸易结构指数从2002 年开始小于-0.33, 并且20 年间只有1998-2000 年出口贸易结构指数的值大于0。 见图1

(4) 出口贸易结构变迁对江苏省就业增长影响的协整分析

1) 变量的选取和处理。 为分析江苏省出口贸易结构变动对就业增长的影响, 本文选取1992-2011年江苏省出口总额 (EX) 、 高附加值产品出口总额 (EXG) 、 低附加值产品出口总额 (EXD) 以及每年的从业人数 (EMP) 等四个变量来分别从出口总量层面和贸易结构层面对就业的影响。 由于对变量取对数可以消除异方差现象, 并且不会改变变量之间的关系, 所以对四个变量取对数进行分析。

2) 协整分析及估计结果。 本文实证分析主要采用Engle Granger (1987) 两步法来检验变量之间的协整关系。 协整检验要求变量之间为同阶单整即I (d) 时, 才可能存在协整关系。 变量具有明显的时间趋势, 可能为非平稳的时间序列, 所以先进行ADF单位根检验, 以检验序列的平稳性, 具体检验结果如表2 所示。

由表2 可知ln EX、ln EXGln EXD以及ln EMP四个变量序列都是非平稳序列, 但是其一阶差分后都能通过检验, 说明四个变量的对数序列是一阶单整的, 即 (1) , 满足协整检验前提。 然后把变量ln EX和ln EMP进行普通最小二乘回归, 得到回归模型的估计结果:

把出口总额EX分拆为高附加值产品出口额EXG和低附加值产品出口额EXD, 运用OLS进行协整回归得出协整方程:

其中式 (1) 中R2=0.808735, DW=1.875534, 式 (2) 中R2=0.940381, DW=1.732064为了确定变量之间是否存在协整关系, 分别对式 (1) 的残差序列e1和式 (2) 的残差序列e2进行不含有漂移项和时间趋势项的ADF单位根检验, 以检验其平稳性, 检验结果如表3。

从表3 可以看出, e1和e2分别在在5%和1%的显著性水平下通过检验, 说明两个协整方程中变量间存在长期均衡关系。

3) 实证结果。 从总量层面上来看, 出口总额的增加能够拉动就业的增长, 出口每增加1 个百分点, 就业就会增加0.08 个百分点。 从分量层面来看, 不同技术附加值大类产品的出口对就业的影响是不同的, 具体表现为高附加值产品的出口对就业增长有抑制作用, 低附加值产品的出口能够促进就业的增长, 由式 (2) 可知, 高附加值产品出口额每增加一个百分点, 就业就会减少0.1 个百分点, 而低附加值产品出口额每增加一个百分点就会使就业增长0.15 个百分点。 这也说明, 低附加值产品的出口对就业的拉动作用能够抵消高附加值出口的就业负效应, 其具体表现为总出口能够带动就业的增长。综上所述, 出口贸易在总量上能够促进江苏省就业的增长, 但从分量层面看, 低层次的出口贸易结构 (即主要出口低附加值产品) 能够更加有力地促进就业的增长。

三、政策建议

本文结论显示, 低层次的出口贸易结构更有利于江苏省的就业增长。 针对上述情况, 本文提出一些政策与建议。

1、兼顾劳动力市场, 推行科技兴贸战略

推进贸易结构高度化已成为各国或地区提升自身国际贸易地位, 取得竞争优势的主要途径之一。 江苏省也在积极推进科技兴贸战略, 提升出口贸易结构。 由上文结论可知尽管贸易在总体上能促进就业增长, 但高附加值和低附加值产品的贸易对就业影响各不相同, 高附加值产品的出口对就业不利, 所以江苏省在推行科技兴贸战略时要兼顾本地劳动力市场的实际情况, 在推行技术革新的同时, 加大对低附加值生产企业的政策扶持, 鼓励其自主创新, 完善加工企业的市场制度以及出口退税政策。

2、在充分利用比较优势的基础上提升贸易结构

通过融入全球经济一体化与积极参与国际分工, 特别是中国加入WTO以后, 江苏省出口贸易取得了长足发展, 工业制成品的出口比重占到江苏省出口产品总额的95%以上。 但是由于江苏省主要贸易方式仍为加工贸易, 其处于全球产业价值链底部的状况并没有彻底改变, 产品的附加值低, 贸易结构层次较低仍然是江苏省出口贸易面临的主要问题。 由图1 可知, 从2002 年开始江苏省的出口贸易结构一直徘徊在较低层次, 短期内不会发生根本性变化, 而非熟练劳动力资源仍然是江苏省的比较优势, 在此背景下欲使贸易促进就业, 必须在充分发挥非熟练劳动力充裕比较优势的基础上提升出口贸易结构, 促使贸易结构由较低层次向中等层次转进, 这样既能提高江苏省出口产品的技术附加值增强国际竞争力, 又能充分促进就业。

3、加大教育投入, 深化教育改革

出口高新技术产品以增强经济实力成为各国或地区发展对外贸易不可避免的趋势, 但高附加产品的出口企业必然会对从业人员的技能熟练程度知识储备等产生新的要求, 形成就业门槛。 只有加大教育投入, 深化教育改革, 改善城乡之间的教育资源分配不公平, 加大对农村教育基础设施的建设, 整体上提升就业人员的素质, 优化就业结构, 提升劳动力的就业能力, 以适应出口产品结构高度化的要求, 才能最终促进江苏省就业结构与贸易结构的相互耦合与协调发展。

参考文献

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[3]魏浩, 王浙鑫, 惠巧玲.中国工业部门进出口贸易的就业效应及其差异性研究[J].国际商务 (对外经济贸易大学学报) , 2013, (2) :5—14.

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[5]阚大学.我国贸易结构与就业结构的动态关系研究[J].国际贸易问题, 2010, (10) :17—23.

[6]周申, 李可爱, 鞠然.贸易结构与就业结构:基于中国工业部门的分析[J].数量经济技术经济研究, 2012, (3) :63—75.

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[8]Lall, S, John W., Jinkang Zhang.The“Sophistication”of Exports:A New Measure of Product Characteristics World Development.2006, (2) :222—237.

贸易结构效应论文 篇4

一、开展跨境贸易人民币结算的重要意义和作用

（一）是人民币国际化迈出的战略第一步。随着人民币用于国际贸易结算的范围扩大，境外人民币债权将越来越多，反过来又会促使中国开放资本市场，推进人民币产品的国际化。在目前金融危机的大环境下，这项政策的启动不但有助于推动中国与周边国家的贸易合作，也有助于相关企业规避风险，将扩大人民币在国际贸易中的使用范围，提升人民币的国际地位。从更长远的角度看，意味着人民币正式开始了国际化里程，有利于促进国际货币体系多级化发展。而且，将有利于保持国内经济政策的独立性，保持国内经济的稳定，同时也是中国跻身世界经济强国的必要条件。

（二）促进宏观经济顺向发展。跨境贸易人民币结算有利于加强我国对经济、贸易和投资往来，促进我国经济更好融入世界经济。也有利于促进我国金融业的发展与开放，有利于增强我国在国际市场上的金融资源配置能力。还有利于改善人民币流通性，进一步完善人民币汇率形成机制。人民币在区域范围内用于结算之后，人民币流通的范围将有所扩大，币值有了更大的范围和更新角度的参照标准，有利于人民币汇率形成机制的完善。

（三）有利于稳定贸易需求。国际金融危机爆发以来，国际贸易中最主要结算货币---美元和欧元汇率都经历了剧烈波动，令全球贸易受到影响，也使中国外贸企业损失惨重。实行人民币跨境结算，有助于提高境内企业国际化程度。同时，还有利于稳步海外业务的竞争能力和海外合同的议价能力，能够使进出口企业实现双赢。

二、开展跨境贸易人民币结算的财务效应

（一）可使外貌企业规避汇率风险，跨境贸易人民币结算科为境内企业锁定汇率风险，规避汇兑损失提供强有力的保障。目前跨境贸易多以美元、欧元等已经实现国际化的货币进行计价结算，由于国际市场货币汇率波动频繁，企业不得不承担较大的汇率风险，企业所承担的汇率将可以得到有效控制。

（二）可使外贸企业降低成本、锁定收入。对于境内企业而言人民币是本币，合同计价和企业运营的主要货币相一致，企业在合同签订前就能够切实了解交易的成本和收入。另外，人民币结算也减少了企业的出口成本。以企业出口开信用证为例，一般开信用证需1.5个点，结汇需要支出1个点，对外汇进行套期保值，还要支付成本。如果减少了汇兑这一步骤，企业将大大缩短结算过程，并可节省相应的人力和资金投入，对于一个出口型企业来说，使用人民币进行结算，将会降低2%～5%的财务成本，可以為企业降低3%～5%的出口成本，出口企业可以因此锁定支出，提前锁定价格，也就是锁定了利润。

（三）可使银行拓宽业务范围和实现银行业收入结构多元化。在跨境贸易人民币结算中，参与银行至少可以增加以下业务：跟单信用证、跟单托收、汇款、预收预付等各类结算产品，可以为境外企业和境外参加行提供各类人民币汇兑业务，也能够为企业提供各类人民币贸易融资以及出口买方信贷产品，而且当人民币境外产生一定的沉淀资金后。势必还会对银行其他的理财服务产生需求，大大拓展中资银行的业务空间。从而可以为银行带来收费业务和资产业务，增加结算收入、手续费收入和汇兑收益，还可以减少银行的外汇头寸储备，相应地减少了人民币升值的损失。

（四）出口贸易可享受退免税政策。《跨境贸易人民币结算试点管理办法》明确规定：使用跨境贸易人民币结算的出口贸易，享受出口货物退（免）税政策。试点企业在办理以跨境贸易人民币结算的贸易报关和出口货物退（免）税时不需要提供外汇核销单。而按照此前的规定，只有获得外币付款的出口商品才有权享受增值税退税。如果以人民币进行的贸易结算，则意味着出口商不能享受增值税退税。

当然，也要注意到，跨境贸易人民币结算存在许多问题，如资本项目开发的制约、金融监管不适应、还存在制度安排不到位等。

三、开展跨境贸易人民币结算的思路

（一）加快资本账户的开放。随着人民币国际化程度的提高，就必须解决国内金融体制改革的目标问题，建设和实现跨境贸易人民币结算和境内离岸金融中心，并在适当阶段加快人民币资本的可自由兑换，发展以人民币计价的金融产品，完全取消外汇管制，建立人民币通畅的流出和回流机制。

（二）配套相关措施。国家要发展相关金融衍生品，开办人民币出口买方信贷业务，鼓励金融机构优先发放人民币贷款。还有，跨境贸易结算使用人民币之后，会出现境内外人民币增加的现象；对于境内企业使用人民币结算也可能遇到汇率损失问题，选用人民币结算也可能面临汇兑的损失。

（三）加强银行服务。商业银行要建立跨境面广的跨境结算网络，使银行的结算服务跟上企业的市场拓展，帮助企业以最短的结算途径，最快的结算速度和成本最低的结算方式完成贸易结算。此外，要切实履行人民币结算跨境信息报送，人民银行开发了人民币结算跨境信息报送，人民银行开发了人民币跨境信息管理系统。各参加试点的商业银行要及时准确上报相关的业务信息。

（四）防范财务风险。跨境贸易人民币结算在当前的货币互换的大前提下，是我国为规避交易风险而推出的一项利好政策。与此同时，还应建立人民币跨境收付信息管理系统，准确记录进出口报关信息和人民币资金收付信息，实现资金与货物流的按日总量匹配核对，对人民币跨境况进行统计、分析、监测，加强内部管理，严防潜在的税收风险，降低交易风险和财务风险。

（五）尽快建立跨境贸易人民币支付清算体系。国家要研究制定和完善支付系统基础设施，建成运行电子商业汇票系统；继续推动非现金支付工具的普及和创新，依法加强支付体系监督管理，并推动银行业金融机构支付系统和我国证券登记结算系统的发展和完善等。

四、结论

综上所述，在新时期全新的经济背景下，加强对于跨境贸易人民币结算的财务效应分析有着十分重要的战略性意义。其不仅能够更好地促进和完善企业财务管理，更有利于商业银行更广泛地拓展国际银行业务，从而增强自身的国际竞争力。可以说跨境贸易人民币结算带动了人民币的区域化发展，对于我国社会经济的发展来说其作用是不可估量的。因此，我们必须要全面把握新时期的新形势，正确估算人民币跨境结算的当前现状与发展利弊，群策群力，从实际出发，加强对于稳步推进跨境人民币结算创新方式方法的研究，从而拿出可行性建议，并最终促进我国社会经济的快速发展。

参考文献：

[1]庄靖瑶.我国外贸企业在跨境贸易人民币结算中的机遇与挑战.全国商情•理论研究.2010(21).

[2]陈琰.跨境人民币结算业务现状、问题及展望——以上海地区为例.新金融.2010(12).

[3]曾之明.跨境贸易人民币结算的效应及对策探析.湖南商学院学报.2010(6).

[4]张安全,高阳.人民币结算对外贸企业的影响及建议分析.中国商贸.2010(25).

[5]沈继伦.人民币跨境贸易结算的问题与对策.中国发展观察.

贸易结构效应论文 篇5

1.两岸贸易商品结构现状

自上世纪80年代以来, 两岸贸易额不断增长, 贸易依存度持续攀升。其中, 工业制成品贸易额由1995年的167.15亿美元, 上升至2011年的1556.04亿美元, 16年间增长近87倍。而两岸初级产品贸易额增长相对缓慢, 由1995年的10.98亿美元增长至2011年的43.55亿美元。从商品贸易结构看, 大陆工业制成品在对台出口商品中的比重持续上升, 初级产品比重逐渐下降, 实现了出口商品结构的优化, 符合大陆对外贸易发展的长期战略。对台湾方面而言, 更多地出口具有比较优势的产品, 进口不具有比较优势的产品, 有利于台湾产业结构的优化, 符合经济健康发展的要求。因此, 两岸贸易商品结构达到了双赢的效果。

2.台商在陆直接投资现状

自上世纪90年代以来, 制造业在台商在陆直接投资中所占比重不断下降, 以批发及零售、资讯及通讯传播、技术服务等为代表的服务业投资比重呈现明显的上升态势。这表明, 台商在大陆的投资产业结构开始发生变化, 已实现了由劳动密集型向资本与技术密集型产业的转变。

实证分析

1.数据的选取与处理

本文设定1986～2011年之间的年度数据;TDI表示真实的台商在陆直接投资总额, 原始数据来自台湾“台湾经济部投资审议委员会”;IMC、IMG表示台湾自大陆初级产品、工业制成品进口额, EXC、EXG表示台湾对大陆初级产品、工业制成品出口额, 此4个变量构成了两岸贸易商品结构。原始数据来自UNTCAD统计数据库和台湾地区“经济部国贸局”。为便于分析, 对原序列对数化处理。

2.实证检验

(1) 变量的平稳性检验。由表1可知, 各变量在10%的显著性水平上都没有通过平稳性检验, 而其一阶差分变量在5%的显著性水平均是平稳的, 为后续的协整检验创造了条件。

(注:D表示变量的一阶差分算子;ADF检验值上标***、**分别表示在1%、5%显著水平通过单位根检验)

(2) 协整分析。经确定VAR模型最优滞后期为3, 故协整检验的VAR模型滞后期确定为2;同时, 进一步通过Johansen协整检验 (结果见表2) , 迹统计量和最大特征值统计量都在95%的置信水平下, LNTDI、LNIMG、LNIMC、LNEXC、LNEXG这5个变量间存在两个协整关系。

(注:**表示在5%的显著水平上拒绝原假设)

表3中协整方程系数, 反映了长期均衡方程变量系数的有效性。从LNTDI作为被解释变量所在的行分析, 其各项系数反应了两岸贸易商品结构对台商在陆直接投资的长期影响:IMC、IMG、EXC每增长1%, 分别引起TDI降低约0.41%、0.96%、1.26%, 对TDI有一定的抑制作用;再分析LNTDI作为解释变量所在的列, 其各项系数反应了台商在陆直接投资对两岸贸易商品结构的长期影响:TDI每增加1%, 引起IMC、IMG、EXC分别降低了约2.43%、1.04%、0.79%, 引起EXG增加约0.62%。抑制作用和促进作用都比较微弱, 这和目前台商在陆投资相对规模减小有关。

(注:括号中的数表示相应系数的t统计值)

(3) 脉冲响应分析。因样本数据介于1986～2011年间, 故滞后期设30年。下图中纵轴表示变量增长率的变化, 横轴表示冲击作用滞后期间数 (单位:年) 。图1显示了LNTDI分别受到LNIMC和LNIMG一个标准差中一位的正冲击后的脉冲响应函数。对于LNIMG的冲击, LNTDI自第8期后波动逐渐减缓, 始终稳定于正响应状态, 而对于LNIMC冲击的响应则波动较大, 但自第12期后波动逐渐减缓;图2显示了LNTDI分别受到LNEXC和LNEXG一个标准差中一位的正冲击后的脉冲响应函数。LNTDI受到LNEXC和LNEXG冲击的第一期响应正好相反, 对LNEXC冲击的响应是负向滑落后回升, 而对LNEXG冲击的响应, 第2期正面响应显著, 然后迅速回落围绕零值小幅波动。

图3分别刻画了LNIMC和LNIMG、LNEXC和LNEXG受到一个标准差中一位的LNTDI正冲击后的脉冲响应函数。值得注意的是, 四个变量的响应均是迅速攀升在第2期达到峰值后快速回落, 并逐渐减缓波动, 直至稳定于正响应状态。

结论与建议

1.结论

经实证研究发现, 两岸贸易商品结构与台商投资存在长期均衡关系, 二者的相互影响力极不对称, 前者对后者的影响很大, 这主要是由目前台商在陆直接投资规模相对减小造成的。台湾对大陆初级产品、工业制成品出口贸易分别与台商直接投资双向负相关, 存在相互替代效应, 且台湾自大陆初级产品进口与台商在陆直接投资也存在相互替代效应。台湾自大陆初级产品、工业制成品进口贸易分别与台商直接投资双向正相关, 存在相互补充效应。

2.建议

(1) 鼓励台资投资大陆服务业。当前, 占台湾经济重要部分的服务业对大陆投资很少, 导致两岸工业制成品内高技术产品的贸易量很小。一是由于台湾当局对服务业投资大陆制订了严格的限制措施;二是由于台湾服务业者对大陆市场以及政策法规不熟悉, 持谨慎观望态度。因此, 应向台湾服务业者广泛宣传大陆的相关政策, 推介大陆的服务业, 制定鼓励台资投资服务业的政策和措施, 以通过台商投资产业结构的改变, 带动两岸贸易商品结构的升级。

(2) 推动两岸高新技术产业合作。未来一个时期, 高新技术产品、高技术含量及高附加值产品将成为大陆外贸出口新的增长点, 政府有关部门也陆续出台了一系列支持高新技术产业发展的措施, 并对利用外资政策进行了一定调整。大陆应加大宣传力度, 促进台湾高新技术产业利用政策调整的机遇, 增强与大陆的合作, 拓展新的商机。

摘要：本文基于VAR模型的分析框架, 实证研究了海峡两岸进出口商品结构与台商在大陆直接投资的相关性, 揭示了两岸初级产品、工业制成品进出口与台商投资之间的相互关系及其演变趋势, 并提出了相关建议。

关键词：初级产品,工业制成品,台商投资,VAR

参考文献

[1]李保明, 刘震涛.台商投资的贸易效应实证分析[J].经济科学, 2004 (3) .

[2]李隆生.1991-2003台商在陆直接投资对台湾经济的影响研究[J].东南学术, 2005 (4) .

[3]李杨.技术效率对台湾中小企业海外投资影响之分析[J].亚太社会科技学报 (台) , 2003 (2) .

[4]王华, 唐永红.台商投资、两岸贸易与经济增长——对于两岸经济相互依存性的系统度量[J].国际经贸探索, 2010 (6) .

贸易结构效应论文 篇6

对外贸易商品结构对环境的影响问题派生于对外贸易环境效应理论，早期研究可以追溯到Sanford J.Grossman, Krueger (1991)创立的贸易———环境一般均衡模型，Dua、Esty and Geradin (1991)的“向环境标准底线赛跑”理论，Anderson、Blackhurst (1992)的大国和小国局部均衡模型，Barret (1994)生态倾销理论，以及Copeland、Taylor (1994、1995)的“南北贸易模型”。此后关于对外贸易环境效应的研究逐步深入，Mani、Wheeler (1997)研究表明“污染避难所”可能存在，但只是一种短暂现象;Antweiler (1998)研究显示贸易的技术正效应超过规模负效应;Cole (1998)发现亚洲发展中国家贸易的规模负效应超过了结构正效应;Panayotou (2000)的研究则进一步拓展了Grossman、Krueger (1991)的基本框架;Wheeler (2001)研究认为巴西、中国、墨西哥等发展中国家环境质量的“底线”会随着经济增长而上升;Joseph C.H.Chai (2002) 的研究认为中国的环境规则必须更加严格;Copeland、Taylor (2003) 研究结论表明“向环境标准底线赛跑”假说尚并不一定成立。

进入本世纪以来，对外贸易环境效应问题受到国内学术界广泛关注，代表性的成果主要包括：李秀香、张婷(2004)研究发现1981-1999年中国对外贸易存在正的规模效应、结构效应与技术效应;余北迪(2005)的研究表明中国对外贸易负的规模效应大大超过了正的结构效应和技术效应;罗堃(2007)研究认为进口污染密集型产品可获得正向结构效应，但需承受负向技术效应，出口情况则相反。党玉婷、万能(2007)、叶继革、余道先(2007)、尹显萍、李茹君(2008)、郑伟腾、赵涤非(2009)的研究结果总体一致，基本都认为我国对外贸易对环境的负面影响呈扩张趋势。

二、实证分析

（一）模型构建及数据处理

1、VAR模型。

本文将研究3个变量之间的关系，令滞后阶数为k，则VAR模型的形式可用下式表示：

其中，Zt表示由第t期观测值构成的3维列向量，Zt-k表示由第t-k期观测值构成的3维列向量ai为33系数矩阵，μt是由随机误差项构成的3维列向量。

2、数据来源及其处理。

本文的实证研究主要使用三个时间序列数据，数据范围为1985-2008年，主要来源于《中国统计年鉴》。为了便于分析，对原时间序列进行取自然对数处理，不改变原序列的性质和相互关系，还能够降低时间序列中的异方差。变量 (P) t表示我国环境的对数时间序列，由工业废水排放量、工业废气排放量(二氧化硫排放量、粉尘排放量)和工业固体废弃物排放量构成。为了便于加总，工业废气主要取二氧化硫排放量、粉尘排放量。本文主要使用工业“三废”的总体排放量来表示环境质量的优劣， (P) t越大表示环境质量越差，环境污染程度越严重。进出口商品结构由 (EXI) t和 (IMI) t两列指标表示。 (EXI) t代表出口商品结构指数，由工业制成品出口比初级产品出口后取对数算得。 (IMI) t代表进口商品结构指数，工业制成品进口比初级产品进口后取对数算得。

（二）对外贸易商品结构与环境的长期均衡关系

1、平稳性检验。

由表1的检验结果可知，变量(P、EXI、IMI)在在10%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而变量(EXI)和(P、IMI)一阶差分变量分别在5%和1%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明这3个变量都为一阶单整。

注：检验结果由Eviews6.0软件给出，检验类型 (C, T, L) 分别表示单位根检验方程包括常数项，时间趋势和滞后期限，其中滞后期限由AIC最小准则决定。Δ表示一阶差分。

“*”代表由评价指标选择的最优滞后期。本文根据AIC最小准则选取最优滞后期。

2、VAR模型最优滞后期确定。

表2给出了各指标选择结果，本文根据AIC最小准则选取最优滞后期为2，故选择VAR (2)模型。在做脉冲响应函数分析之前，先进行VAR模型平稳性检验。检验结果表明：VAR模型中特征根的倒数值全部小于1，是一个平稳系统，为做脉冲响应函数分析提供条件。

3、协整分析。

为了探索变量之间是否存在长期稳定的关系，本文应用Johansen检验对多变量时间序列进行协整检验。非限制性VAR模型进行协整检验的滞后期应是非限制性VAR模型一阶差分变量的滞后期，本文中VAR模型选择的最优滞后期是2，故协整检验的滞后期确定为1。

检验结果显示，在5%的显著水平上拒绝0个协整方程的原假设，而接受了至多存在1个协整方程的假设。这表明环境P、出口商品结构EXI、进口商品结构IMI三个变量在5%的显著水平上存在一个长期稳定的关系。本文旨在研究进出口商品结构对环境的影响，得到协整方程如表4所示。

表4协整方程中，P作为被解释变量，EXI、IMI作为解释变量，其前面的各项系数反映了进出口商品结构对环境的长期影响：出口商品结构指数每增长1%，环境质量能够得到0.121%的改善;进口商品结构指数每增长1%，环境质量能得到0.660%的改善。协整方程说明了长期上进出口商品结构不断优化能够改善我国的环境质量。其中以工业制成品进口为主的进口商品结构相比以工业制成品出口为主的出口结构更能缓解我国贸易造成的环境压力。

（三）对外贸易商品结构对环境的短期动态影响

1、脉冲响应分析。

注：括号内为标准差。

脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差大小冲击对内生变量当期值和未来值的影响。横轴代表滞后期，这里设为30年。纵轴代表各变量响应的大小。两条虚线代表两倍标准差的置信带。

由图1可知，当在本期给出口商品结构一个正标准差新息冲击后，环境在第6期之前一直显示正响应，此后各期就上下波动并逐渐减小。这表明出口商品结构受外部条件的某一冲击后，起初会给环境造成污染。图2显示，当在本期给进口商品结构一个正标准差新息冲击后，环境前8期呈现正响应，在第4期达到最大值0.039080，此后各期就上下波动并逐渐减小。由图3可知，环境受到来自自身的冲击后在第6期之前一直呈现正响应，以后各期的响应幅度逐渐减小。因此, 从短期来看，我国目前的出口商品结构在前6期将抑制环境质量的改善，进口商品结构在前8期会对环境造成污染，降低环境质量。

2、方差分解。

为了进一步分析各变量对环境变化的影响程度，对前30期各个冲击对环境的影响做方差分解。结果表明环境的变动在第1期只受自身波动的影响，从第2期开始，自身的影响程度逐渐减弱，第12期开始，基本稳定在71.8%, 对环境变动起主要作用。出口商品结构对环境变化的影响从10期开始基本稳定在5.8%, 进口商品结构对环境的影响从第5期开始徘徊在20.1%左右。不考虑环境自身的影响，短期内进口商品结构对环境变动的影响最为显著。

三、结论与政策启示

首先，从长期来看，环境、出口商品结构、进口商品结构之间存在长期稳定的关系。出口商品结构和进口商品结构的优化都能够促使环境质量改善。其中以工业制成品进口为主的进口商品结构相比以工业制成品出口为主的出口结构更能缓解我国贸易造成的环境压力。因此，我国政府仍需积极强化对外贸易与环境规制，建立并完善对外贸易与环境相关的市场准入制度，引导企业持续优化进出口商品结构，充分发挥进出口商品结构的正面效应，减少对外贸易与环境的摩擦与冲突，竭尽全力提高环境质量。

其次，从短期来看，我国目前的出口商品结构在前6期将抑制环境质量的改善，进口商品结构在前8期会对环境造成污染，降低环境质量。环境质量恶化一定程度上归咎于我国进口商品结构中工业制成品进口比重不断缩小。而，当务之急，必须创新对外贸易理念，消除现代重商主义误区，积极树立盲目出口扩张未必有利，适当进口也未必不利的国际贸易观念，尤其是应该合理增加工业制成品尤其是高端产品的进口至关重要且意义深远。

摘要：本文通过协整分析、VAR模型脉冲响应分析和方差分解的方法, 研究了我国对外贸易商品结构的环境效应。研究结果表明:从长期看来, 环境、出口商品结构、进口商品结构之间存在长期稳定的关系。出口商品结构和进口商品结构的优化都能够促使环境质量改善。其中以工业制成品进口为主的进口商品结构相比以工业制成品出口为主的出口结构更能缓解我国贸易造成的环境压力。从短期来看, 我国目前的出口商品结构和进口商品结构在短期内都将抑制环境质量的改善。其中, 进口商品结构对环境短期内变化的影响程度最为显著。

关键词：对外贸易商品结构,环境,脉冲响应,方差分解

参考文献

[1]刘婧.我国加工贸易与环境污染的因果关系检验[J].国际贸易问题, 2009, (8) .

[2]李怀政.国际贸易与环境问题溯源及其研究进展[J].国际贸易问题, 2009, (4) .

[3]余北迪.我国国际贸易的环境经济学分析[J].国际经贸探索, 2005, (5) .

[4]尹显萍、李茹君.我国工业制成品对外贸易对环境的影响[J].国际贸易问题, 2008 (2) .

[5]W.Antweiler, B.Copeland, S.Taylor, Is free trade good for theenvironment?, Am.Econ.Rev[J].2001, 91, 877-908.

[6]G.M.Grossman, A.B.Krueger, Environmental impacts of a North American Free Trade Agreement, in The US-Mexico FreeTrade Agreement, in:P.Garber (Ed.) , MIT Press[M].Cambridge, MA, 1993.

贸易结构效应论文 篇7

传统贸易理论认为,比较优势是贸易模式和国家分工的决定因素。因此,在传统贸易理论的分析框架下,贸易成本这一国际贸易重要影响因素完全被排斥在外。然而,随着国际贸易理论的不断创新,特别是国际贸易实践的不断发展,越来越多的学者开始意识到贸易成本的重要性。在新近发展起来的国际贸易理论分支中,如新经济地理学、新新贸易理论等,国际贸易存在贸易成本均是重要的理论假设。

目前,对贸易成本及其效应的研究主要围绕贸易成本与国际贸易、贸易成本与本地市场效应、贸易成本与FDI区位选择及贸易成本与生产率这四个主题展开。其中,贸易成本的国际贸易效应主要分析贸易成本对贸易量及国际分工模式的影响;贸易成本的本地市场效应主要分析贸易成本的降低是否会强化本地市场效应,从而让本地市场效应成为一个国家对外贸易比较优势的来源;贸易成本的FDI区位选择效应主要分析贸易成本的变化如何影响跨国厂商对外直接投资的区位选择;贸易成本的生产率效应主要着眼于贸易成本的下降促进生产率提高的机制。

外资对促进我国经济增长、技术进步和产业结构升级等起到了十分重要的作用,因此,选择以贸易成本的FDI区位选择效应为分析对象,研究我国与美国、日本、韩国、德国、英国、法国、荷兰、澳大利亚、意大利、加拿大、俄罗斯、泰国、菲律宾、印度这14个主要贸易伙伴国贸易成本的变化对他们对华直接投资区位选择的影响,对于掌握外商对华直接投资的区位特征具有重要的现实意义。

2贸易成本的测度

贸易成本是指除了生产商品的成本之外,获得商品所必须支付的所有成本,包括运输成本、批发和零售的配送成本、政策壁垒 (关税和非关税壁垒) 成本、合同实施成本、汇率成本、法律法规成本及信息成本等[1]。

由于测度贸易成本存在诸多困难,国内学者往往用运输成本、贸易依存度等替代变量表示贸易成本。对于1985～2007年间我国与14个主要贸易伙伴的贸易成本,本文采用Novy(2008)所提出的贸易成本表示方法,即用关税当量值表示贸易成本,具体计算过程如以下公式:undefined其中,xij表示i国对j国的出口,xji表示j国对i国的出口,xijxji表示双边贸易量,我国与14个主要贸易伙伴的双边贸易数据可以从IMF《Direction of Trade Statistics》(DOTS)上获取。xii表示i国国内贸易量,xjj表示j国国内贸易量,xiixjj表示i国与j国的国内贸易量。由于国内贸易量不能从数据库中直接获取,本文参照Wei(1996)的做法,将i国国内贸易量xii用i国总收入减去i国总出口来近似替代,j国同理。同时,由于国内生产总值中包括了服务等不可贸易品,因此,参照Anderson (1979)的做法,本文设定总收入Yi=s*GDPi, s表示可贸易品在GDP中所占份额。与Novy(2008)一样,本文中的s取值设为0.8。本文从IMF 《World Economic Outlook 》中获取GDP的数据。σ表示所有商品之间的替代弹性,通常σ>1。参照Anderson & wincoop(2004)以及Novy(2008)的做法,本文取σ=8。由于贸易成本的计算公式是一个比值,因此,出口和 GDP的数据均采用当年值,无需进行平减。

注:我国与韩国1991年之后才开展双边贸易;计算我国与俄罗斯双边贸易成本选取的时间区间为1994年至2007年。

表1即我国与14个主要贸易伙伴的贸易成本。由表1可知,我国与主要贸易伙伴的贸易成本呈逐渐下降的趋势,特别是在2001年我国加入WTO后,贸易成本下降更加明显。

3贸易成本与FDI区位选择

3.1 估计模型、变量的选取及数据

本文根据FDI区位选择的影响因素,构建以下模型来估计贸易成本的FDI区位选择效应:

Log(FDI)ijt=β0+β1Log(COST)ijt+β2Log(GDP)jt+β3Log(WAGE)ijt+β4Log(FDI)ij(t-1)+β5Log(IN)jt+β6Log(RD)jt+β7Log(P)jt+εit

其中,i表示FDI来源国,结合上一部分贸易成本的测算数据,本文选定的FDI主要来源国即美国、日本、韩国、德国、英国、法国、荷兰、澳大利亚、意大利、加拿大、俄罗斯、泰国、菲律宾、印度这十四个主要的贸易伙伴国家。j表示中国,t表示年份,本文的计量时期为1985至2007。

COST即上一部分测算出的中国与这些主要贸易伙伴国的贸易成本。

WAGE表示劳动力成本,本文用母国人均收入与东道国人均收入的比值来度量。

GDP表示实际国内生产总值,本文以1985年的数据作为基期,其他年份用物价指数进行平减。

IN表示东道国工业发展水平,本文即指中国的工业发展水平。工业发展水平反映的是一国提供相关投入品与服务的能力。[2]由于外商对华直接投资主要集中在我国的第二产业,所以本文用第二产业占GDP的比重来近似度量中国的工业发展水平。

东道国(中国)专利授权的数量RD表示技术外部性。因为东道国的技术水平反映了当地可供利用的专业人员及设备资源的可获取性,它一方面影响到跨国公司对当地市场认知的有效性,另一方面也影响到跨国公司的经营战略。[3]

FDIij(t-1)是为了评估历史FDI的作用。因为一个国家现有的外资企业既可以通过技术外溢和产业关联加速在东道国的集聚效应,也能通过其他途径制造循环积累效应。

P表示政策对FDI的影响,在本文中用虚拟变量来表示。众所周知,1992年邓小平“南方讲话”、十四大的召开以及2001年加入WTO是我国吸引FDI的重要拐点。考虑到政策激励的滞后效应及累积效应,本文设定1992年之前(即外商直接投资不享受政策优惠的年份)P的取值为0,并假设每一项新增外商直接投资优惠政策第一年对P的激励为0.5,对滞后期的累计激励为0.25。因此,1985～2007年政策变量P的取值如下表:

以上这些变量的数据分别来源于《中国统计年鉴》以及BvD宏观数据库。对各个变量取对数是为了消除变量之间的异方差性。

3.2 计量方法

本文采用单向前进逐步回归法(uni-direction-forwards),即将自变量一个一个引入,引入自变量的条件是偏回归平方和经检验是显著的,同时每引入一个新变量后,对已选入的变量要进行逐个检验,将不显著的变量剔除,这样保证最后所得的变量子集中的所有变量都是显著的,所得的回归方程即最佳回归方程。

3.3 实证结果

逐步回归后,本文所得的最佳回归方程如表3。

注:*、**、***分别表示显著水平为10%、5%、1%;括号里的数值为t值。

由表3可知,R2为94.7%,因此该模型能够解释FDI区位选择94.7%的原因,是一个解释力很强的模型。

贸易成本的系数为-0.841,说明贸易成本每下降1%,就可以促进FDI增长0.841%。结合前文测度的我国与14个主要贸易伙伴的贸易成本数据,我们不难理解,改革开放以后,特别是我国加入WTO以来,这些主要贸易伙伴为什么青睐在我国进行直接投资。这是因为我国对外贸易开放程度越来越高,贸易成本越来越低。

GDP往往代表着一个国家的市场规模,按照常理,一个国家市场规模越大,吸引的FDI越多。本回归中GDP的系数为-1.391,这表明我国吸引外商直接投资与我国市场规模负相关。笔者认为,这是由我国吸引FDI类型的不同造成的。目前,我国吸引的外商直接投资主要是垂直型,跨国企业选择在我国投资主要看重的并不是我国的市场规模,而是我国廉价的劳动力。FDI与市场规模负相关还在一定程度上说明中国国内市场需求远未真正激活。

劳动力成本的系数为1.110,表明FDI来源国与我国劳动力成本之间差距越大,他们越倾向于在我国进行投资。这进一步证明,我国丰富而又廉价的劳动力资源是吸引外商对华直接投资的主要因素。这些来华投资的跨国企业很多是迫于国内劳动力成本上升的压力而跨出国门,在全球范围内寻找新的可以低成本生产的位置。

FDI存量的系数为正,表明前一期FDI存量每增加1个百分点,当期FDI就增加0.384个百分点,即FDI的集聚效应大于分散效应。

我国工业发展水平的系数为9.436,即我国工业发展水平每提高1个百分点,就可以促进FDI增长9.436个百分点。这说明,我国自身经济的发展,工业水平的提高也是外商倾向于在我国进行投资的重要原因。

政策虚拟变量的系数也为正,说明我国自改革开放以来,特别是加入WTO以后在政策给予外国投资企业的优惠是吸引他们在我国设厂投资的重要保证。

技术外部性(RD)由于没能通过显著性检验而被排除在最佳方程之外。这一方面说明技术创新对我国吸引外商直接投资的影响不显著,另一方面也暗示我国吸引FDI的技术水平不高。

综上所述,我国相对劳动力成本的优势、较高的工业发展水平形成了我国吸引主要贸易伙伴对华直接投资的集聚力,而贸易成本的下降则进一步增强了这一集聚力,使得近二十多年来FDI大量流入我国。当然,这些离不开政策的优惠和FDI存量的促进作用。尽管如此,我国在吸引FDI过程中,仍然存在引资水平不高、引资主要停留在劳动密集型等低层次产业等诸多问题。

4结论

我国的经验数据表明,贸易成本的下降是吸引外商选择投资我国的重要影响因素。因此,降低贸易成本对于提高我国吸引外商直接投资的水平具有重要意义。

参考文献

[1]赖明勇,王文妮.中国与东盟双边贸易成本的实际测算[J].山东社会科学,2009,(7).

[2]钱学锋,梁琦.测度中国与G-7的双边贸易成本[J].数量经济技术经济研究,2008,(2).

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[5]Novy D.Gravity Redux:Measuring International Trade Costswith Panel Data[EB/OL].http://www2.Warwick.ac.uk/fac/soc/economics/staff/faculty/fast.pdf,2008.

贸易结构效应论文 篇8

关键词：南方共同市场,关税同盟理论,贸易创造,贸易转移,贸易条件

0引言

南方共同市场是上世纪90年代产生的区域经济一体化组织中极为重要的一个,四成员国在1991年签订了《亚松森条约》决定建立南共市,1995年1月1日南共市正式启动。那么在20多年的一体化进程中,南共市是否取得了他们预期的成果?他们在一体化进程中取得了哪些成绩又遇到了哪些阻碍?

1关税同盟理论

关税同盟理论最早是由加拿大经济学家瓦伊纳在20世纪90年代初提出的,瓦伊纳认为在关税同盟的过程中,结成关税同盟的成员国之间进行自由贸易,而与此同时,又对非成员国设立某些关税壁垒以保护区域内贸易。因此,瓦伊纳认为就全球范围来看,关税同盟最主要会产生两种静态效应,分别是贸易创造效应和贸易转移效应[1]。

1.1贸易创造效应

贸易创造效应是指关税同盟内部取消关税,实行自由贸易后,关税同盟内某成员国国内成本高的产品被同盟内其它成员国成本低的产品所替代,从成员国进口产品,创造了过去不发生的那部分新的贸易。(图1加以说明)

设A、B、C分别代表三个国家,纵轴P表示价格;横轴C表示数量;O和D分别表示A国某产品国内的供应曲线和需求曲线。PC表示A国进口C国产品的价格;PB表示A国进口B国产品的价格。在组成关税同盟前,A国选择从成本较低的B国进口商品,B国提供的产品价格是PB,加上关税后价格为PBa,在此价格,A国国内对该产品的供给量为O1,需求量为D1,A国通过向B国进口O1D1数量的商品来达到国内的供求平衡。现在,我们来看A国与B国组成关税同盟后所带来的贸易创造效应。A国与B国组成关税同盟意味着两国之间取消关税,实行自由贸易,并实施共同的对外关税。A、B两国组成关税同盟后,由于A国从B国进口的价格PB比同盟前的进口价格PBa要低,导致国内价格下降至PB水平。在PB价格水平上,A国国内生产供应量缩减至O2,国内需求增加至D2,A国进口O2D2数量的商品来满足国内需求。把A国参加关税同盟前的进口量与参加同盟后的进口量相比,我们可以看到A国增加进口量0201和D1D2。这部分增加的进口量就是关税同盟后产生的贸易创造效应[2]。

1.2贸易转移效应

贸易转移效应是指由于关税同盟对内取消关税,对外实行统一的保护关税,成员国把原来从同盟外非成员国低成本生产的产品进口转为从同盟内成员国高成本生产的产品进口,从而使贸易方向发生了转变。(图2)

在上述条件下,我们假设A国不与B国组成关税同盟,而是与C国组成关税同盟,因此虽然B国能以较低价格提供产品,但由于A国与C国组成关税同盟后,取消关税壁垒,实行自由贸易,由于PC低于加了关税后B国的价格PBa,A国就不再从B国进口O1D1数量的产品,而转向从C国进口O2D2数量的产品,这一过程就是关税同盟后产生的贸易转移效应[3]。

图3是南方共同市场成立以来成员国间对进口商品实行共同对外关税的平均水平的变化情况。南共市四成员国从1995年1月1日起开始实行共同对外关税,根据南共市一体化管理委员会报告说明,1995年8500多种商品的共同对外关税水平非常接近巴西的对外关税水平。从图1可看出,直到2000年共同对外关税水平并没有较大浮动,而2000年后,共同对外关税平均水平有了较大幅度的提高,这是因为2000年阿根廷的经济危机对南共市打击很大,在2000年至2002年期间,南共市采取地区贸易保护等政策,提高了共同对外关税水平,以稳定区域内贸易。

2南方共同市场的贸易创造效应

南共市正式成立以后,各成员国按照签订的条例逐步降低了关税和非关税贸易壁垒,促进了成员国之间的贸易发展。1995年1月1日起,成员国间决定将9000多种贸易产品中的85%内部关税减为零,其余产品到1999年逐步降低为零。对一些敏感产品、高科技电子通讯设备等产品的关税将进一步延后并逐步降低。贸易壁垒和非贸易壁垒的取消促进了区域内贸易,使区域内贸易有了明显的提高。

图4展示了22年来南共市成员国间的区域内和区域外贸易占南共市总贸易的百分比,1990年到2012年间,南共市区域内贸易从10%增长到14.1%,增长了41%。我们也可以清楚的看出,22年间区域内贸易占总贸易额的百分比也在不同阶段呈现不同变化趋势。1990年到1998年间,区域内贸易呈现快速上涨趋势,8年间增长了118%。1998年的亚洲金融危机影响了全世界的经济,加上2001年阿根廷金融危机严重打击了南共市,因此区域内贸易比重有了明显下降,直至2004年后趋于平稳。图4在一定程度上向我们清楚的展示了,南共市在形成区域一体化,取消关税和非关税壁垒后,贸易创造效应较为显著。

数据来源:根据拉丁美洲一体化协会统计数据制作[4].

数据来源:根据拉丁美洲一体化协会统计数据制作.

为了更具体的分析南共市成立后,在区域内产生的贸易创造效应,我们选取南共市贸易额占前三位的贸易产品来进行具体分析。(见图5)(2)

数据来源:根据拉丁美洲一体化协会统计数据制作.

从图5可以看出三种贸易产品在区域内的贸易额成明显增加趋势,这也再次证明,南共市成立以后,区域内贸易创造效应比较明显,但三种产品的贸易额在2009年均呈明显下降趋势,这要考虑2008年全球经济危机等多方面因素。以商品代码为27101922的石油为例,2009年贸易额明显下降也和石油价格剧减有直接关系,2008年每桶原油价格为147美金,而到2009年,原油价格则降至每桶33美金。

根据以上的图表分析,我们可以看出,在南方共同市场的一体化进程中,产生了较为明显的贸易创造效应,成员国形成一体化组织后,通过降低关税和非关税壁垒,在本区域内进行商品的自由贸易,促进了区域内贸易的增加,推动了区域内经济的发展。

3南方共同市场的贸易转移效应

下面我们继续分析南共市成立后,区域内的贸易转移效应。首先,图4中区域内和区域外贸易占比的变化可以很好的说明南共市成立以后,区域外贸易有所减少,受到了一定程度的影响,下面我们来看具体的变化情况。

从图6南共市贸易伙伴变化趋势图可以看出,10年间,南共市区域内贸易占比趋于平稳,没有较大变化。但与区域外非成员国贸易合作伙伴间的往来发生了较为明显的变化。如,与北美自由贸易区间的贸易由2002年占区域总贸易额的25%下降到2010年的14%,下降了46.15%;其次与欧盟间的贸易往来下降了20%。这一部分贸易额的下降主要被亚洲合作伙伴所替代,8年间南共市与亚洲各国的贸易额从16%增长到29%,增长幅度接近80%,其中南共市在亚洲的合作伙伴主要是中国和东南亚国家联盟。

数据来源:INDEC(阿根廷),SECEX-MDIC(巴西),BCP(巴拉圭),BCU(乌拉圭)[5].

数据来源:根据世界银行全球经济报告数据制作[6]

由此可以看出,在南方共同市场一体化的进程中,虽然产生了较为显著的贸易创造效应,贸易转移效应并不明显,南共市与非成员国间的区域外贸易总额比例并没有发生显著变化,而值得注意的是,南共市非成员国贸易伙伴的结构发生了较为明显的变化,从主要与传统的欧美强国合作转向了与发展中国家合作。

4南方共同市场贸易条件的改善

南方共同市场是世界上第一个完全由发展中国家组建的共同市场,在南共市成立之初,各成员国就希望能够通过加入一体化组织获得更好的市场准入条件,能够提升本国家在世界范围内的地位和话语权,那么南方共同市场成立后,区域内的贸易条件是否得到了改善呢?让我们来看图7。

世界银行全球经济报告中,将1980年贸易条件情况设置为基数100,我们可以看到从1980年到2000年之间南共市贸易条件的改善情况。1980年到1990年间,区域内的贸易条件呈现明显下降的趋势,在1982年贸易条件达到最低点83.8,虽然之后有了一些改善,但一直都没能恢复到1980年的水平。到了1995年贸易条件水平基本与1980年持平。南共市成立以后,我们可以看到区域内的贸易条件得到了明显的改善,到了2012年,贸易条件水平已经达到161.5,提高了61%。这也说明,南共市成员国在组成经济一体化组织,实行共同对外关税以后,区域内的贸易条件得到了明显的改善,也提高了该一体化组织和各成员国在世界上的地位和话语权。

5结语

经过本文的分析,我们得出,南方共同市场各成员国在组成一体化组织后,从关税同盟理论的角度,产生了较为明显的贸易创造效应,这对区域内贸易和经济的发展、区域内的资源优化配置有着重要意义。但经过分析我们也看到,南共市成立后,产生的贸易转移效应并不明显,这也和区域内各成员国间产品结构较为相似,并且依赖初级、劳动密集型生产方式有关。但经过分析我们发现,其非成员国贸易伙伴的结构产生了较大的变化,从主要与传统的欧美强国合作逐步转为加强与发展中国家合作,其中最具代表性的贸易合作伙伴是东南亚国家联盟和中国。就成员国在国际上的影响力和话语权来看,区域内的贸易条件得到了较为明显的改善,这也是很多国家纷纷加入经济一体化进程的重要目标之一。中国作为最大的发展中国家,加入各类经济一体化组织势在必行,目前中国加入的区域经济组织如:亚太经合组织,上海合作组织,与其他自贸区组成的中国-东盟自由贸易区,中国-南非关税同盟自由贸易区,中日韩自由贸易区等等,中国也和很多拉美国家签订了自由贸易协议,其均意在加大双边或多边合作,扩大贸易数量,促进经济发展。希望本文对南共市贸易创造效应和贸易转移效应的分析方法和结果可以对今后分析中国一体化进程有一定帮助。虽然南共市成立后,产生了较为明显的贸易创造效应,贸易条件也得到了明显的改善,但南共市仍然面临着多方面的挑战,拉美地区的政治、经济情况的极不稳定给区域一体化进程带来了阻碍,南共市在经济一体化的道路上仍有很长的路要走。

参考文献

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[3]¨La importancia del Arancel Externo Común del Mercosur a20 anos dela conformación del bloque¨en Revista de la Bolsa de Comercio de Rosario.López,Aldo Centurión(2002),Restricciones no Arancelarias en el MERCOSUR:¨Los Nuevos Desafíos para la integración regional¨,Buenos Aires,octubre de 2002.

[4]Datos estadísticos de la ALADI:http://www.aladi.org/nsfaladi/arquitec.nsf/VSITIOWEB/indicadores_socioeconomicos.

[5]Datos estadísticos de Argentina,INDEC:http://www.argentina.gob.ar/directorio/97-instituto-nacional-de-estad%C3%ADsticas-y-censos.php Datos estadísticos de Brasil,SECEX-MDIC:http://www.mdic.gov.br/sitio/interna/index.php?area=5 Datos estadísticos de Paraguay,Banco Central de Paraguay:https://www.bcp.gov.py/estadisticas-economicas-i364.

贸易结构效应论文 篇9

摘要：文章选取机电产品行业及相应的出口发达国家为研究对象，全面阐述了技术性贸易壁垒的正面和负面效应，解释了技术性贸易壁垒的经济贸易效应和技术效应的形成及作用机制，并强调对技术效应的重视。采用广义最小二乘估计等方法，利用多年的经济贸易数据，使用改进的交互项模型进行实证和分析，深入揭示技术性贸易壁垒对我国机电产品市场及行业的影响，进一步提出相应的对策。

关键词：技术性贸易壁垒；机电产品；经济贸易效应；技术效应

一、 引言

当前，经济全球化，贸易自由化程度不断提升，与传统贸易壁垒相比，技术性贸易壁垒却越来越普遍，WTO通报的技术性贸易壁垒（TBT）数量快速培增，尤其是成为发达国家限制发展中国家出口贸易的重要手段。据相关统计，中国对外贸易遭受的壁垒有80%来自技术性贸易壁垒，技术性贸易壁垒已超越反倾销成为我国出口最大贸易壁垒（王亚星，2007～2014）。

随着我国产业结构的不断发展升级，机电产品已经成为我国制造业的重要组成部分，同时机电产品的出口额，早在2003年就已经超过出口贸易总额的50%，连续多年成为我国第一大类出口产品；我国机电产品出口规模大，出口市场相对集中，欧盟、美国和日本是我国机电产品出口的主要对象，同时也给我国设置了最多的技术性贸易壁垒。

对技术性贸易壁垒的研究文献较广泛，但理论研究多于实证研究，在技术性贸易壁垒的定义、分类等方面的理论研究较为成熟；实证研究方面，对贸易负面影响机制的研究文献较多一些，而对技术效应等正向效应的研究较为匮乏，对技术性贸易壁垒全面性的实证研究有待加强。另外，对技术性贸易壁垒的计量研究需要一定的数据积累，特别是我国加入WTO以来的出口贸易情况，计量模型和研究范围的精选也是深化我们对技术性贸易壁垒认识的重要途径，本文力图在对其研究上更深入、更具针对性。

二、 技术性贸易壁垒效應

1. 技术性贸易壁垒定义及特点。目前，对技术性贸易壁垒的定义表述多样，但内涵较为统一，是指贸易过程中，一个国家或地区组织针对其进口商品，制定过严的技术要求，从而对出口国造成了实质性贸易障碍，主要包括技术标准、认证法规、技术合格评定程序、绿色壁垒、商品包装标签以及动植物产品检验检疫措施等方面，分为强制性或非强制性措施。

美国、欧盟、日本在实施贸易壁垒上体系结构有差异，但总的来说，他们都有完善的技术法规和技术标准，技术要求复杂且更新快，种类繁多；具有覆盖面广泛的认证体系，民间参与度也较高，即使是非强制性标准或认证，其实际实施的阻碍作用都很明显，对我国的机电产品行业有强烈的壁垒效应。

2. 技术性贸易壁垒效应形成机制分析。首先，短期内，技术性贸易壁垒的数量抑制效应。我国在面对欧美日等主要发达国家采取的技术性贸易壁垒时，相应地采取一系列措施来改进生产技术，提高各项标准，生产成本及出口成本都会增加，如价格不变，则利润减少，机电产品出口量也相应减少；如成本上升的同时价格提高，则欧美日等国将会选择更低价格的产品，也会导致机电产品出口量下降。

具体地，根据图1的供给—需求曲线模型，我们首先假设短期内进口国对机电产品的需求不变，也即是图中D1需求曲线不变，初始时均衡点为E1，均衡价格为P1，均衡数量Q1；当企业成本增加后，供给曲线将从S1移动到S2，且S2曲线比S1曲线更加陡峭，弹性更小，新均衡点为E2，均衡价格变为P2，均衡数量变为Q2，与进口国实施技术性贸易壁垒前相比，出口数量减少，减少量为Q2Q1；我国出口机电产品时受到的技术性贸易壁垒限制程度不同，则出口数量也不同，极端情况下，供给曲线如图S3所示，此时完全无弹性，均衡点为E3，均衡数量和价格对应为Q3及P3，均衡数量减少为Q3Q1， 这即是出口数量抑制效应机制。

其次，国外技术性贸易壁垒对我国机电产品出口的负面影响还表现在价格上。主要还是因为出口成本的提高导致了出口价格的上涨，进而抑制了产品的出口。如图2所示，图2中AC为平均成本曲线，初始状态下市场均衡点为B，单位利润可以用BD表示，当发达国家实施贸易壁垒时，我国机电产品厂商必然会采取相应的应对措施，于是在研发投入、生产改进、产品验测等各个方面就会增加投入，从而增加了成本，假定单位成本增加了ΔC，则出口产品单位成本增大为AC+ΔC，平均成本曲线上移ΔC单位；显然，如果企业要维持自身利益，将会导致产量减少至Q2，价格提高到P2，且P2至少要达到P1+ΔC才能保持单位利润水平，由此形成了价格抑制效应机制，导致我国出口机电产品的竞争力下降，且从动态来说，跨越旧的技术性贸易壁垒后，将会面临新的技术性贸易壁垒，所以数量抑制效应与价格抑制效应也将是循环作用的。

长期中，技术性贸易壁垒对我国机电产品行业具有明显的技术效应。技术性贸易壁垒会刺激出口国做出反应，分为消极和积极反应；如果出口国采取消极反应，长期来看必然导致贸易抑制效应；如果出口国更多地采取积极应对措施，就会不断地突破壁垒限制，对出口国技术进步和产品升级等产生积极作用，从而形成持久的技术效应。中国多年来在面对发达国家技术性贸易壁垒时一直采取积极的应对态度和策略，在促进我国技术进步和革新方面起到了明显的作用，特别是针对机电产品行业，主要表现在如下几个方面：首先，通过主动或被动创新整体提高了机电产品技术水平和质量，在长期内优化了我国机电产品结构，体现了明显的技术效应。其次，提升了整个行业的软实力。在环保意识，法制化，标准化等方面都产生了积极作用，且这些作用是需要长期积累而实现，形成过程也伴随着较好的正外部效应，具有很好的示范带动作用。第三，机电产品的特殊性决定了其技术效应的影响大于其它大多数产品。针对机电产品的标准、规范等更易于制定，而相应企业针对贸易壁垒做出调整的时间也要快于农产品等行业；另外，国内外机电产品行业技术进步和革新相对较快，正外部性效应显著得多，从而技术效应得到了进一步放大。

三、 实证分析

1. 假设设定。通常认为，TBT通报数反映了各国运用技术性贸易壁垒的情况。Swann、Temple和Shurmer（1996）最早对英国进出口进行了实证分析；之后也有学者实证分析了贸易量与技术性贸易壁垒、进出口国经济规模、国家及地区间距离等的关系。此后大部分研究结果表明，技术性贸易壁垒对发展中国家商品出口具有显著的负效应（孙龙中等，2008；陈晓娟等，2014；杨珺晖，2014）。近年来在研究技术性贸易壁垒的技术效应、正外部性方面也有了一些进展，有文献研究总结了技术性贸易壁垒的技术效应存在性、生成机制、表现形式和实现条件等（江涛，2014）；Felbermayr G J和Jung B（2011）分析说明了技术性贸易壁垒对经济具有一定的促进作用。

基于前述理论及分析，本文研究在开放经济条件下，提出模型假设1：

H1：机電产品出口量与技术性贸易壁垒呈负相关。

出口国GDP、进口国GDP在研究贸易量问题通常被看成正向动力源，他们在一定程度上体现了出口供给能力及进口需求能力的强弱。因此，本研究提出假设2及假设3：

H2：出口贸易量与出口国和进口国的GDP呈正相关；

H3：出口国GDP越高，技术性贸易壁垒对出口贸易量的负向影响越小。

2. 变量说明。（如表1示）

3. 计量模型设定。改进后的交互项计量模型设置如下：

4. 估计方法。本文所使用的数据库为平衡面板数据，采用面板数据的广义最小二乘估计法。基于hausman检验结果，本文采用随机效应估计方法对样本进行估计。本文采用的是Stata12.0软件进行操作。

5. 稳健性检验。在稳健性检验中，我们将因变量替换为我国对i国出口机电产品占全国机电产品出口的比重。由于比重的取值为不大于1的百分数，因此需要采用满足约束条件下的某连续变量方程模型（周华林等，2012），这里将估计方法变为面板数据的tobit估计方法。同样由于hausman检验结果，本文采用随机效应估计方法。

四、 实证结果及分析

主结果和稳健性检验如表2所示。

表2中第一列为模型估计主结果，整体来看，模型具有良好的性能；第二列为稳健性检验结，依据表2中结果，说明了模型所验证的结论有效。从回归模型中，系数均通过了t检验和F检验，主要变量结果显著且符合预期。据实证结果可得以下结论：

第一，出口贸易量与技术性贸易壁垒呈负相关。ln（TBTi，t-1）的系数显著为负，则说明出口贸易量随着技术性贸易壁垒实施的增加而降低，假设1成立。回归结果表明，TBT每增加1%，机电产品贸易量下降2.03%。

第二，出口贸易量与出口国GDP和进口国的GDP正相关。ln（DGDPi，t-1）和ln（HGDPi，t-1）的系数显著为正，则说明出口贸易量随出口国GDP和进口国的GDP的增加而增加，假设2成立。回归结果表明，目的国的人均GDP每增加1%，机电产品贸易量增加1.89%；我国人均GDP每增加1%，机电产品贸易量增加0.44%。

第三，距离对于贸易量的影响不明显。ln（distancei，t）的系数不显著，则说明出口贸易量与两国距离的关系不显著，这符合目前经济全球化背景下的发展趋势，距离对于贸易量的影响不再重要。

第四，出口国GDP越高，技术性贸易壁垒对出口贸易量的负向影响越小。ln（DGDPi，t-1）*ln（TBTi，t-1）交互项系数为正，说明调节效应为正。即随着出口国GDP增加，技术性贸易壁垒对出口贸易量的负向影响反而减小，假设3成立。GDP的增长使得贸易量随TBT增加而下降的速率相对减小。调节效应可以通过图3表现，图3中，虚线线段的斜率为ln（TBTi，t-1）；而实线线段的斜率为ln（TBTi，t-1）的系数与ln（DGDPi，t-1）*ln（TBTi，t-1）的系数之和。

五、 结语

技术性贸易壁垒对出口国的影响，有负面影响也有正面作用，短期主要表现为抑制作用，促进作用在长期中逐步呈现出来。发达国家针对我国机电产品市场实施的技术性贸易壁垒确实对我国出口贸易产生了一定的阻碍作用。但随着我国国民经济不断发展，出口目标市场更加多样化，以及机电产品产业逐步优化，企业创新能力提高，行业法制化和标准化水平提升等因素的作用，技术性贸易壁垒对我国机电产品贸易的影响并不像传统估计结果那样严重。正面作用通常要经过较长的积累过程才能实现，且技术效应会随着经济社会的发展其正外部性作用愈加明显，现有的大多数文献由于数据积累和模型设置的原因，通常高估了技术性贸易壁垒的经济贸易抑制效应。另外，由于经济全球化，信息及交通物流的快速发展，国家间实际物理距离在对贸易流量的影响甚微，国际贸易发展的实质是争夺全球性市场。

综上，我们要积极面对和深入认识技术性贸易壁垒，有效利用其带来的正面效应，采取积极的应对措施，政府、行业、企业多级联动，依法合理维护自身利益，树立全球贸易思想，开拓更宽广的国际市场；同时加强法制化、标准化、规范化建设，全面提高绿色环保意识、主动创新发展意识，加强人才战略，提升我国机电产品行业对国民经济的带动作用和贡献力。

参考文献：

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[5] 杨珺晖.技术性贸易壁垒对我国农产品出口影响的实证研究[J].西北农林科技大学学报（社会科学版）， 2014，（6）：15.

中国服务贸易环境效应分析 篇10

关键词：中国,服务贸易出口,环境效应

一、引言

20 世纪70 年代,贸易与环境之间的关系问题开始备受关注,而在国际贸易的大环境下,这个论题也就被提上了关贸总协定(GATT)。1971 年,GATT成立了环境措施与国际贸易工作组,但在上世纪90 年代后该问题才被正式列为多边贸易谈判的议题。1995 年,WTO环境与贸易委员会的建立,标志着人们把与贸易有关的环境政策等纳入了WTO法律框架内。自此,针对服务贸易和环境问题的研究便蓬勃开展,现如今俨然成为国际经济学界研究的一个热点。

尽管“乌拉圭回合”谈判结束时签署的《服务贸易总协定》曾以附件形式关注到服务贸易与环境的关系,但此后的几乎全部文献都把注意力集中于货物贸易,对服务贸易的环境问题很少涉及。不难理解,传统观点普遍认为服务业不像工业那样容易产生“废气、废水、废渣”,但服务业的范围远比想象中复杂得多,服务产品本身的特殊属性也有助于掩盖服务业以间接和更隐蔽的方式对环境造成的破坏。例如,早期美国与墨西哥的金枪鱼事件,以及之前由于牙科诊所丢弃的大量水银废弃物造成的旧金山海湾中水银含量严重超标等。越来越多的事实表明,服务贸易与货物贸易一样能够产生不同程度的环境效应。

二、中国服务贸易发展的现状

1、整体上发展迅速

改革开放以来,我国的服务贸易水平得到了很大的提升,国内服务业水平也因此有了较大的提高。2013 年,我国服务进出口(按国际收支口径统计,不含政府服务)总额5396 亿美元,是中国服务贸易总额首破5000 亿美元,比2011 年同期增长14.7%。其中,服务出口2106 亿美元,同期增长10.6%、进口3291 亿美元,同期增长17.5%。全年服务进出口总额占对外贸易总额的比重为11.5%,较上年提高了约0.7 个百分点。在过去15 年中,我国服务贸易出口年均增长速度保持在9%以上,在2001 年,在全球服务贸易的发展普遍处于停滞不前的状态下,我国的服务贸易出口仍攀升9%。1982 至2005 年,中国服务贸易出口增长了20 多倍,出口世界排名也从1982 年的第28 位上升到第8 位。在2006 年我国服务出口年增长率达24%,服务贸易出口总量占世界比重的3.4%。近年来,我国服务贸易的世界排名以及占世界贸易的比重一直处于上升阶段。根据历年的《WTO年度报告》,2001 年至2013 年,中国服务贸易总额(不含政府服务)从719 亿美元增加到5396 亿美元,增长了7 倍多。中国服务贸易出口在世界服务贸易出口中的比重从2.4%提高到4.4%。

中国占世界服务贸易的份额从1990 年为0.73%一路爬升至2013 年的5.6%。同时,中国的服务贸易在世界中的地位也快速提高,服务贸易的产业结构也不断升级,技术密集型服务的出口也有所增加,金融、保险、技术贸易、人员培养等服务进出口也随之迅速发展起来。通过服务贸易,我国在出口服务的同时也引进国外先进的服务,如管理方法、技术经验等,这些高端的服务对中国的经济快速发展起到了积极的作用。我国在加入WTO后,服务贸易的范围也进一步扩大,2001—2013 年我国服务贸易进出口年均增长19.1%,在国际中的重要地位也日益凸显,世界排名由2001 年第12 位上升到2013 年的第3 位。

2、结构上不合理

一直以来,我国的服务贸易发展并不均衡,贸易结构也不够合理,形式过于单一。42.4%这类污染比较严重的劳动密集型部门和资源密集型的传统服务贸易为主,从2006 年至2013 年期间,我国出口服务贸易中光是旅游、运输这两项就占据我国当年出口服务贸易总额的绝大部分,所占比重从2006 年的60.1%降至2013 年的47.5%,虽然有所下降,但是所占比例依旧接近一半。而我国服务贸易中的其他的高新技术低污染产业,如金融、保险、专利技术等行业,一直发展十分缓慢,只占了很小的比例。看我国2013 年的数据可以发现,我国出口服务贸易中高附加值的新兴行业的所占比重不足30%,严重地阻碍了我国生产的专业化和社会化的进程,同时也制约了我国的服务贸易向知识、技术密集型的转变。因此,我国服务贸易发展带来的环境效应不同于西方发达国家尤其是美国。也正是由于我国服务贸易的结构化特征太过明显才导致我国服务贸易中的环境问题迟迟得不到根本上的解决。

三、我国服务贸易形势下的环境分析

我国的服务贸易是我国服务生产者向除我国以外的某一国服务消费者提供服务并取得外汇收入的过程。随着GATS的不断完善和实施,服务贸易在全世界范围内得到了极大的发展,从而引发的环境问题也越来越被关注。在以往的研究当中主要是针对货物贸易,特别是关注制造业带来的环境效应,在世界范围内一直认为服务业是无烟工业,不会像制造业那样会带来“废水”、“废气”、“废渣”,从而产生水污染、气体污染和固体废弃物污染。但当我们把服务贸易当作一种环境友好型贸易来对待,恰恰却忽略了服务贸易带来的环境效应。实际上服务贸易本身也存在着很大的环境效应,也会给环境带来不同程度的负面影响,有直接也有间接的。WTO成立以后进一步把服务贸易分为12 个行业143 个项目。其中12 行业主要是运输服务,旅游服务,建筑服务,环境服务,教育服务,金融服务,保险服务,电信服务等。根据中国服务贸易指南网的数据我们可以清晰地看出我国服务贸易主要集中于运输服务,建筑服务和旅游服务这些劳动密集度和自然资源密集度较高的传统服务部门,而在知识、技术和人力资本等能以低能耗高效率获取利益的现代服务部门,如电信服务,金融服务教育服务等比重较小。同时,在我国占服务贸易比重最大的运输服务的国际竞争力竟连年下降也凸显出我国服务贸易发展的不合理性。我国服务贸易这种结构性不合理的发展带来的环境效应这方面的研究很少有人研究。

根据服务业中CO2 的排放情况从而分析服务业的环境效应,可以看到服务业中的运输服务和旅游服务的污染尤为严重。由于我国服务贸易结构是以旅游服务,运输服务以及建筑服务等服务业为主的,基于这样不合理的贸易结构,我国服务贸易的环境效应会比其它国家更加严重,就更需要引起重视。加上服务贸易中的服务业的引力效应的作用所产生的间接碳排放即隐含碳排放,导致我国服务贸易中存在的环境污染问题就更为严重了。

服务业的流通不仅仅局限在服务商品的流通,更是信息的相互交换、观念和文化相互流通碰撞。因为服务业可以在生产和消费之间构筑起一座桥梁,是解决环境问题的关键和突破口。因此,环境观念的树立对防治整个服务贸易的污染显得尤为重要。在对我国服务环境影响分析之后,能提高人们对环境保护的意识和保护程度。

从全世界范围内来讲,服务业的快速发展对环境造成了很大的负担,各国对此都已经有所发现和逐步重视。随着世界各国进入后工业社会,服务业占GDP的比重越来越大,对国内环境质量有着重要的影响,政府和决策者应该寻求解决服务业的环境污染问题。由于服务业的特殊性,对待服务业的环境管理不能像应用于制造业、采矿业、农业等的传统方法,需要新的不同的管理方法。

四、加快我国服务贸易发展的措施

服务贸易发展对一个国家来说具有重大的战略意义。在世界经济的重心越来越偏向于服务型经济时,服务贸易俨然成了一个国家经济发展新的经济增长点和焦点。一个国家的服务贸易简单来讲就是将本国所具有的生产服务消费品的能力作为商品输出到别国,从而获得利益增值这真正做到了利用较少资源来取得较大的收益。因此,大力发展服务贸易是我国走向贸易强国之路的关键点。为了合理引导服务业和服务贸易持续快速发展,需要对其进行有效的环境污染控制,在此基础上把握当前我国对外服务贸易结构决定的各服务行业污染状况,进一步通过合理规划服务业发展的发展战略,调整贸易结构上的不合理,从而逐步缩小各服务行业环境污染差异,改善我国服务贸易带来的环境问题,具体可以从以下几方面着手。

1、更好地完善服务贸易机制

目前,我国还没有很好的服务贸易机制,在贸易与环境的问题上,也没有专门的机构对服务贸易进行指导、管理和监督。这就要求我们在原有的基础上对服务贸易内容进行细化、进一步完善服务贸易发展机制进而提出合理的指导方向,明确各行业新时期的发展重点并加以鼓励,同时不断调整服务贸易的结构完善结构升级,加大新兴资本技术密集型服务的比重,为突破绿色贸易壁垒和增强我国产品和服务业的环境竞争力提供研究、咨询和决策参考。

2、全力提升服务业工作效率

全要素生产率(TFP)越高,我国企业开拓海外市场和从事国际服务贸易的可能性越大。因此要解决服务贸易相对滞后与环境污染问题一个很重要的任务是提高服务业劳动生产率。而提高劳动生产率的关键是进一步加大教育投资力度,尤其是高等教育投资力度,加快培养高效率的劳动力;同时,顺应市场需求及时调整教育中专业设置和课程内容,着力培养实践型人才;此外,改革户籍制度和社会保障制度,加快人才流动。

3、加速企业技术创新能力的提升

国家要鼓励服务领域的技术创新,建立一批技术研发中心和中介服务机构对产品进行研发设计、信息咨询、产品测试等。从多方面鼓励服务型企业增强自主创新能力,通过自身技术革新来提高企业的品牌影响力,通过不断的进行产品创新、服务创新等方式,形成网络化、品牌化经营,形成一批拥有自主知识产权和国际影响力的大型服务贸易业集团,由此带动全国服务业和服务贸易企业的快速发展;同时,推动服务贸易体制和管理的创新,在服务贸易开放、金融合作和贸易投资便利化等方面加大自由化改革步伐。

4、抓住服务产业机遇,促进服务贸易与低碳经济发展共同发展