贸易流量（共7篇）
贸易流量 篇1
一、引言
近些年来,中国蔬菜产业在国家政策扶持、地方政府战略调整以及在加入世贸组织后良好的国际环境下,面临实现跨越式发展的良好时机,但与此同时,中国蔬菜产业在生产及贸易方面也出现了一系列的挑战和问题。首先,随着经济发展水平的不断提升,人民生活水平的日趋改善,人们在消费蔬菜的时候,更多地开始考虑优质、营养、安全等因素,蔬菜市场也彻底由原来的卖方市场转变为买方市场,而目前中国的蔬菜品种不多,蔬菜品质还有待提高。其次,蔬菜的科技含量在当今决定了一个国家和地区的蔬菜贸易的竞争力,而在中国,科技能够迅速有效地运用到农业实践中的极少,这就导致了中国蔬菜产业与很多发达国家相比还存有差距。再次,蔬菜作为人们日常食用产品,它的安全性是人们极为重视的问题,近些年来,由于农业生态环境不断恶化、少数菜民为了谋求暴利而不合理使用农药、化肥等严重影响了中国蔬菜产品质量,进而给蔬菜贸易带来了极其消极的影响。这些因素无不影响到中国蔬菜产品的竞争力,并直接影响到中国蔬菜的出口创汇。
日本作为中国蔬菜出口的第一大市场,每年都吸纳了中国蔬菜出口总量的将近半数[1]。日本市场作为中国蔬菜出口的典型大市场,基于此,对中日双边蔬菜贸易安排的研究就显得十分必要,它对继续维持甚至对提高中国蔬菜产品在日本市场上的竞争力都有重要作用,并且中日蔬菜贸易的顺利发展有利于两国经济的发展和双边贸易的持续稳定进行。
二、中日蔬菜贸易的发展与日本的技术壁垒
(一)中日蔬菜贸易现状
近20年来,中国对日本的蔬菜出口量和贸易额呈现出逐年上升的趋势;中国对日本蔬菜出口的平均价格基本处于世界蔬菜出口平均价格水平,但近些年来也越来越明显地呈现出下降趋势;随着日本居民的消费习惯的改变和消费水平的不断上升,中国对日蔬菜出口的结构也在随之不断调整,因此中国蔬菜产品在日本蔬菜产品市场上占有一定的份额。
目前,日本蔬菜进口渠道呈现多样化特点,进口国家已达70个以上,日本国内蔬菜进口企业300多家,中国出口菜已占日本进口菜一半左右,品种超过50种[2]。由于蔬菜产业属于劳动密集型产业,不适合大面积机械化耕作,因而对于日本这类发达国家生产蔬菜的成本相对较高,鉴于此,日本从中国进口蔬菜的数量也就呈现出逐年递增的趋势。日本国内居民注重食品的安全性,所以保鲜蔬菜和冷冻蔬菜在日本市场上大受欢迎,而中国对日蔬菜的出口也主要集中在保鲜蔬菜和加工蔬菜这两种,其中冷冻蔬菜属于加工蔬菜的一种。另外,在日本国内,从事蔬菜进口和贸易加工的企业很多,它们的进出口贸易和流通渠道十分多样化。
(二)日本的蔬菜技术贸易壁垒
随着国际经济一体化的发展和贸易的自由化趋势,在传统的关税和非关税壁垒藩篱不断被拆除的同时,西方发达国家纷纷采取隐蔽性更强、透明度更低、更不易监督和预测的保护性措施——技术性贸易壁垒,以阻止发展中国家的产品进入本国市场。所谓技术贸易壁垒,是指一国以维护国家安全或保护人类健康和安全、保护动植物的生命和健康、保护生态环境、或防止欺诈行为及保证产品质量为由,采取一些强制性或非强制性的技术性措施,这些措施成为其他国家商品自由进入该国的障碍。
1. 日本技术贸易壁垒现状及其表现
贸易作为日本的立国之本,贸易的繁荣发展,极大地拉动了日本国内经济发展,同时也对保护本国相对弱势的民族企业起到了积极作用,这与日本带有强烈保护主义色彩的技术贸易壁垒是分不开的。
日本的农产品技术贸易壁垒主要体现在技术法规与技术标准、产品质量认证制度与合格评定程序、商品检疫与检验规定、商品的包装和标签以及绿色技术壁垒等几个类别。日本的技术标准与法规名目繁多。然而尽管日本新制定的国家标准有将近九成采用国际标准化组织颁布的标准,但仍有不少技术标准和法规与国际通行标准不一致。如,日本要求进口蔬菜与之指定的蔬菜农药残留标准一致,并且只要其中一项不合要求产品就将被拒绝入境。
日本对进口农产品、畜产品以及食品类的检疫、防疫制度十分严格,甚至近乎苛刻的程度。对于进口的蔬菜类产品,将会首先由农林水产省下属的的植物检疫部门从病虫害角度进行检测。同时,由于蔬菜产品中绝大部分用作食用,在接受上述检疫之后,还要由日本厚生劳动省下属的检疫部门从食品角度进行卫生防疫检查等[3]。
近些年来,随着经济全球化和投资自由化进程的不断深化,政府干预和主导的行为逐渐受到指责和否定,由此日本技术贸易措施有两大变动趋势,一是民间行业协会行为化,二是企业行为化。即由以前政府强制性法规取而代之的是行业协会的会规或是企业内部制定的严格技术标准和管理规章。并且从某种程度来说,这些行规的制定实施得到政府一定程度的支持和纵容。
2. 日本技术贸易壁垒对中国蔬菜产品出口的影响
日本作为中国蔬菜出口第一大市场,占中国蔬菜出口总额的35.09%。但是近几年来,日本不断设置技术贸易壁垒,目前已成为对中国实施技术性贸易壁垒的主要国家之一。据不完全统计,日本技术贸易壁垒对中国出口企业造成的损失占总损失的一半左右。其中,日本对于从中国进口的蔬菜更是通过采取“提高标准”、“增加检验检疫项目”和“变化技术法规”等方式不断设置技术贸易门槛,对两国蔬菜贸易产生了消极影响。
以《肯定列表制度》为代表的一系列限制蔬菜进口的规则与制度,这些规章制度通过提高限量标准、扩大检验检疫范围以及增添通过入境手续等对于进口到日本国内的蔬菜产品进行限制[4]。而且这些制度全面执行的难度高,给日本国内相关的执法者在执行过程中留出了很大的随意性以及主观性空间,这些制度上的限制以及法规执行过程中的随意性很可能对中国对日蔬菜产品出口构成极大威胁。此外,日本对从中国进口的蔬菜往往带有政治上的歧视,且对各个进口对象的标准不一,这就更加大了中国对日蔬菜出口的难度,对中国出口到日本的蔬菜必将产生重大影响。
三、计量经济模型的引入
(一)贸易引力模型简介及相关概念的界定
贸易引力模型是指两个国家之间的单项贸易流量与它们各自的经济规模成正比,与距离成反比(Anderson 1979)。这正像物理学中万有引力定理所描述的,两个物体之间的引力与它们的质量成正比,与它们之间距离的平方成反比,引力模型因此而得名[5]。与各种贸易理论相比,由于贸易引力模型对两国或地区之间的双边贸易进行了量化,因此它为国际贸易开辟了计量研究空间。一般认为,贸易引力模型形式可表示为:
其中,Mkij为某一时期i国从j国的进口额;Yi为进口国的GDP;Yj是出口国的GDP;Dij为两国之间的距离;Aij为其他促进或阻碍两国之间贸易流动的因素。
为了便于回归,将原模型转化为对数线性形式,得到:
Ln Mij=α0+α1Ln Yi+α2Ln Yj+α3Ln Dij+α4Aij+εij,其中εij为随机误差项。
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模型的基础上得到了丰富和发展。这些研究主要体现在对贸易引力模型的解释变量进行扩展和对模型进行实证检验两个方面[6]。
(二)中日蔬菜贸易引力模型的构建
本文在研究中运用的引力模型除包含经济规模因素(用GDP衡量)这一传统变量外,还添加了农药最大残留限量这一新的解释变量,它具体指蔬菜中的毒死蜱含量。模型用以考察中日蔬菜贸易流量及预测两国贸易前景。因为两国距离在只有两个国家参与的方程中一般作为常数看待,因此本模型的解释变量中未包含距离变量。构建的引力方程如下:
其中εij,为随机误差项。
引力方程的具体变量含义如下:Mkij表示出口国i国出口到进口国j国第k种产品的贸易额;Yi为出口国的GDP,Yj是进口国的GDP;它们分别表示出口国和进口国的国内生产总值GDP;Aj表示进口国对k商品的农药残留限量标准。
变量的经济含义与预期是:Yi和Yj代表贸易双方的GDP指代一国经济规模,经济规模越大其潜在的供给能力或需求能力越大,经济规模与贸易流量成正比;Aj代表农药残留限量标准,数值越大表示产品中允许农药残留量越高,标准越宽松,反之数值越低表示标准越严格。因此Aj的系数预期与贸易流量成正比,为正值。
四、中日蔬菜贸易引力模型的实证分析
(一)样本选取和数据来源
本文选取1987—2007年共计21年的时间序列作为数据样本,数据主要来源于两个渠道,一是来自于联合国统计署创立的贸易数据库(UN COMTRADE),它提供了自1962年以来160多个国家分产品和分流向的贸易统计数据;二是来自于《中国海关统计年鉴》。通过这些大量的数据讨论中日两国国内生产总值GDP以及日本对蔬菜农药残留限量标准的提高对中日蔬菜贸易的影响。其中Mkij数据来源于联合国UN COMTRADE数据库,考虑到数据的可获得性,选取的是日本从中国进口蔬菜的贸易量;Yi和Yj分别表示中国和日本的国内生产总值GDP,数据来自于联合国数据库中NATIONALACCOUNT(1)数据库;Aj数据来自于中国商务部网站有关资料。对蔬菜品目范围的界定主要参考《中国海关统计年鉴》及海关协调编码制度(HS1992)规定的商品项目分类[7]。
本文中的贸易引力模型,引力方程(a)中具体变量的含义是:Mkij表示中国出口到日本的SITC Rev.3分类下07章中蔬菜产品的贸易额;Yi和Yj分别表示中国和日本的国内生产总值GDP;Aj表示日本对07商品的农药残留限量标准,考虑到日本对蔬菜不同品种有不同的农药残留限量标准,所以这里的Aj是指菠菜的毒死蜱残留限量标准,1987—2001年为0.1 mg/kg,2002—2007年为0.01mg/kg。
(二)计量结果的分析与评价
中日两国蔬菜贸易引力模型:
利用shazam求解得,模型结果在shazam计量软件中生成。模型(a)的运行结果如表1所示。从回归结果来看,各变量系数符号与预期吻合。方程整体及各系数均通过F检验,表明因变量与自变量之间存在较明显的线性相关关系;加权后的R达0.98,表明模型有较好的拟合度,不存在自相关。根据模型回归取得的各自变量系数,中日蔬菜贸易引力模型可以表示为:
1. 异方差性检验
采用G-Q检验,将原始数据按Aj排成升序,去掉中间7个数据,得到两个样本容量为7的子样本,对两个子样本分别作OLS回归,求得两个子样本的残差平方和RSS1,RSS2,再求F=RSS2/RSS1得:F=1.97
在5%的显著性水平下,自由度为(7,7)的F分布的临界值为F0.05(7,7)≈3.79,据此接受两组子样本方差相同的假设,表明该总体随即干扰项不存在异方差。
2. 序列相关性检验
由程序运行结果得D.W.=1.9718,在5%的显著性水平下,n=21,k=4(包含常数项),查表得d1=1.03,d2=1.67,由于D.W.=1.9718>d2,故不存在时间序列相关。
3. 多重共线性检验
由程序运行结果看出,R=0.9918,因变量的变化有99.18%是由于自变量的变化而引起的,自变量能够较好地解释因变量,另外,如上文中T值表所示,三个解释变量全部都通过了T检验,这说明方程不存在多重共线性。
所以最终确定中日蔬菜贸易影响因素构成应以Ln Yi、Ln Yj、Ln Ai为解释变量,中日蔬菜贸易模型方程应以Ln Mkij=f(Ln Yi,Ln Yj,Ln Ai)为最优,拟合结果如下:
模型运行结果表明:第一,中国GDP的增长对蔬菜出口具有明显的推动作用。模型的GDP的弹性系数为0.87,表明中国GDP增长10%,蔬菜出口将增加8.7%。日本GDP的增长,在一定程度上代表了对蔬菜需求能力的增强,也对中国蔬菜出口日本有明显的推动作用,系数为1.32,表明日本GDP增长10%,对中国蔬菜的进口需求将增加13.2%。第二,模型结果还表明:日本蔬菜农药残留标准的严格程度对中国蔬菜出口具有显著影响。日本蔬菜农药残留标准越严格,对中国蔬菜出口的阻力就越大。模型中Aj的弹性系数为0.20,就意味着如果日本蔬菜毒死蜱限量标准提高10%,中国蔬菜对日出口量就将减少2%。
五、对策建议
针对以上的研究结果,为了克服中国蔬菜生产、加工和贸易过程中存在的问题,促进中日两国蔬菜出口贸易的健康发展,得到的对策如下:
1.实施蔬菜标准化工程,进一步加强蔬菜产品质量安全标准的制定和修改,将国际标准作为国内标准的适用基础,推进中国标准向国际通用标准靠拢
与国际市场相比,中国蔬菜产品总体质量相对较差,这和缺乏科学统一的农产品质量标准体系有很大的关系。提高中国蔬菜产品的竞争力,应从外观质量和内在质量两方面入手。外观质量要求在品种、生产技术、产品分级、包装和储运等方面改进,提高深加工程度,增加产品附加值,提升蔬菜产品的档次;内在质量主要包括营养、安全和适用性等指标。同时要开展对食品安全特别是国内外转基因蔬菜安全问题的研究,这样可使中国的蔬菜产品能更加适应国内外市场的需求,扩大出口,提高市场占有率。
2.强化公共信息的服务与交流,注重政府高层的沟通和政治博弈
中国蔬菜生产、加工企业主要期待以政府的力量不断充实政府网站的国际贸易信息内容,如行情信息、有关产品质量和检验检疫标准的信息、国际贸易政策以及变动信息、国际市场产品需求结构与发展趋势信息、消费者对蔬菜产品的消费习惯与偏好等涉及消费心理的信息、国外产品会展信息以及产品销售渠道信息等[8]。信息作为公共产品,是政府为企业服务的重要内容。此外,中日贸易总体上是日方有顺差,可以考虑将不同产业之间的贸易地位差别作为谈判筹码,为中国蔬菜乃至多数农产品创造良好的贸易政治环境。
3.提高我们面向国际市场的贸易信息的对称性,密切关注中国蔬菜产品在日本市场的技术贸易壁垒动态,建立和完善预警机制
从国际实践来看,无论是主要的发达国家还是一些发展中国家,都非常重视对本国贸易伙伴技术贸易壁垒的跟踪报告和研究,有的已建立起成熟的预警机制,赢得了应对贸易壁垒的主动权。所以,中国要进一步建立和完善技术贸易壁垒信息收集和预警机制,设置专门机构、配备专门人员随时收集技术壁垒信息并及时予以通报;对菜农来讲,应在关注出口市场信息的基础上调整自己的种植结构适当安排生产。
参考文献
[1]安玉发,陈丽芬,盛丽颖.中国对日蔬菜出口竞争力研究[J].中国农村经济,2002,(11).
[2]鲍晓华.技术性贸易壁垒的经济效应和政策选择[M].上海:上海财经大学出版社,2007.
[3]曹宏成.中国出口贸易流量研究---基于引力模型的实证分析[J].工业技术经济,2007,(1).
[4]傅大刚.东亚经济合作的现状与中国的对策[J].当代世界,2002,(9).
[5]方志权,顾海英.中日蔬菜生产、流通、贸易比较研究[M].上海:上海财经大学出版社,2004.
[6]谷克鉴.国际经济学对引力模型的开发与应用[J].世界经济,2001,(2).
[7]何秀荣等.中日蔬菜贸易战原因分析和对策探讨[J].世界经济研究,2001,(4).
[8]甲斐谕,王志刚.关于中日蔬菜贸易摩擦和日本紧急进口限制的经济分析[J].农业经济问题,2002,(11).
[9]Amita Batra.“India’s Global Trade Potential:The Gravity Model Approach”,Global Economic Review,2006
[10]Benedictis and Caludio Vicarelli.“Trade Potentials in Gravity Panel Data Models”,American Economic Review,2004.
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) .
贸易流量 篇3
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.
贸易流量 篇4
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
[1]James E.Anderson.A Theoretical Foundation for the Gravity E-quation[J].American Economic Review, 1979, 69 (1) :106-116.
[2]Jonathan Eaton.Market Structure and Foreign Trade:IncreasingReturns, I mperfect Competition and the International Economy:Elhanan Helpman and Panl R.krugman[M].Cambridge, MA:MIT Press, 1985.
[3]Hummels, David.Toward a Geography of Trade Costs[J].PurdueUniversity, 2001, (9) .
[4]James Harrigan.Specialization and the Volume of Trade:Do theData Obey the Laws[J].NBER Working Paper No.8675, 2001.
[5]Feenstra, Robert C.James A.Markusen, and Andrew K.Rose, 2001, Using the Gravity Equation to Differentiate Among Alter-native Theories of Trade[J].Canadian Journal of Economics, 34 (2) :430-447.
[6]Eaton, Jonathan, Samuel Kortum.Technology, Geography, andTrade[J].manuscript, Boston University.Forthcoming, Econo-metrica, 2001.
[7]谷克鉴.国际经济学对引力模型的开发与应用[J].世界经济, 2002, (1) .
[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) .
贸易流量 篇5
引力模型起源于牛顿物理学中的“引力法则”, 即两个物体之间的引力与它们各自的质量呈正比, 与它们之间的距离呈反比。应用到贸易方面, 体现为2个国家之间的双边贸易流量与他们各自的经济规模成正比, 与他们之间的距离成反比。引力模型的简化形式为, 其中K为常数, Mij为i国到j国的出口额, Yi和Yj分别为i国和j国的经济规模, 一般用GDP表示, Dij为i国到j国的距离。
目前, 引力模型研究已经成为世界学术研究的热点问题之一, 我国学者在应用引力模型研究方面也取得了一些进展。盛斌和廖明中 (2004) 运用引力模型检验了新兴市场经济体的出口贸易量决定因素, 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。史智宇 (2004) 运用贸易引力模型, 选择1998—2002年中国、东盟5国、越南、美国、日本、韩国10个国家面板数据为样本测算CAFTA贸易扩大效应, 回归结果显示双方的贸易额大概会增加46%。现有事后研究的文献都说明了加入CAFTA对成员国具有贸易扩大效应, 但从中国视角研究贸易静态效应的文献并不多。而且CAFTA关税削减是在2004年之后开始的, 所以需要对现有的数据进行更新, 由此得出更加客观的结论。本文基于2000—2007年中国、东盟10国和其他重要的16个国家的双边出口贸易流量数据, 利用面板数据分析方法评估中国加入CAFTA的贸易福利水平变化, 并得出对中国FTA政策有益的启示。
二、模型的构建
(一) 考察贸易创造效应引力模型的建立
贸易创造效应是将贸易从低效率的本国生产者向高效率的区域性贸易协定成员国转移, 这启示我们可以用虚拟变量来度量中国—东盟自由贸易区对中国贸易的影响。
1. 根据基本国际贸易引力模型的自然对数形式, 贸易创造效应的模型为:
其中, 表示中国和j国之间在t年的贸易额, 是中国和j国在t年GDP的乘积, DISTcj是中国和j国两国首都之间的距离, IN_CAFTAtcj为虚拟变量, 用来度量t年的贸易创造效应。当中国和j国在t年同属于中国—东盟自由贸易区时, IN_CAFTAtcj取值为1, 否则为0。
2. 数据来源:
样本为2000—2007年, 中国和26个贸易国家和地区 (文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南、香港、台湾、日本、韩国、印度、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、美国、加拿大、澳大利亚、新西兰、巴西) 面板数据。选择这些国家和地区是因为这些国家和地区与中国的贸易量占到中国进出口总体的70%以上, 比较具有代表性。因为2001底双边就开始建立中国—东盟自由贸易区, 因此, 本文将2002年作为转折点, 分析中国—东盟对中国双边贸易产生的影响。模型采用普通最小二乘法基于面板数据进行多元线形回归分析。通过对数变换基本克服引力方程的异方差的问题, 可能出现的问题是变量的内生性如贸易量与收入 (Cyrus, 2002) 以及无略出口国和进口国特定效应所带来的设定误差 (Matyas, 1998) 。
3. 引力模型的回归结果
方程2中的回归结果显示3个解释变量的t值比较高, 进口国和出口国的GDP、绝对距离及贸易集团虚拟变量都达到了1%的显著性水平, 这表明引力模型的简单表述形式可以较好地说明样本国之间的双边贸易流量的决定;其次, R2=0.88466说明拟合效果比较好, F统计量也比较理想, 所有解释变量的回归系数符号均与预期符号相同。
如模型所示, 如果其他条件不变, GDP乘积每上升1%, 双边贸易额上升0.869%;当两国间距离上升1%, 双边贸易额下降0.7868%;当同属于中国—东盟自由贸易区时, 截距项增加0.0767, 即t年在中国东盟自由贸易区对内双边贸易的贸易创造是7.97%。
(二) 考察贸易转移效应的引力模型的建立
在形成自由贸易区之前, 一国将从中国———东盟自由贸易区非成员国进口较低成本生产的产品。但在形成自由贸易区后, 一国将从中国———东盟自由贸易区成员国进口生产成本较高的产品。贸易转移效应是指在形成自由贸易区之后, 一国降低从生产成本较低的非成员国的进口。根据此思路, 在引力模型中贸易转移效应可以通过虚拟变量来度量自由贸易区对减少从非成员国所产生的影响。
1. 根据基本国际贸易引力模型的自然对数形式, 贸易转移效应的模型如下:
其中, 表示中国在t年从j国的进口, 为虚拟变量, 当j国在t年为第3国时, 赋值为1, 否则为0。为常数, , 为弹性系数。当为负时, 表明存在贸易转移效应。
2. 引力模型的回归结果
方程4中的回归结果显示3个解释变量的t值比较高, 进口国和出口国的GDP、绝对距离及贸易集团虚拟变量都达到了1%的显著性水平, 这表明引力模型的简单表述形式可以较好地说明样本国之间的双边贸易流量的决定;其次, R2=0.7342说明拟合效果比较好, F统计量也比较理想, 所有解释变量的回归系数符号均与预期符号相同。
如模型所示, 如果其他条件不变, GDP乘积每上升1%, 中国进口量上升0.7438%;当两国间距离上升1%, 中国进口量下降0.6307%;当j国不属于中国———东盟自由贸易区时, 截距项减少0.0706, 即t年中国对j国的贸易转移是7.32%。
(三) 实证结果分析
如上面两个模型所示, 建立中国———东盟自由贸易区对中国既产生贸易创造效应, 又产生贸易转移效应。贸易创造有利于资源移向最有效率的地方。在中国———东盟自由贸易区内, 生产专业化和贸易模式都是水平型的, 这些国家的工业竞争力基本上在同一水平, 所以在开始建立CAFTA之前, 各国贸易壁垒是非常高的。在CAFTA成立后, 这些国家的贸易壁垒变得越来越低, 区内其他成员国低成本的生产将取代本国高成本生产。中国产生贸易创造效应, 福利得到提高。但另一方面, 由于关税壁垒的影响, 从中国———东盟自由贸易前建立后, 从成员国进口的价格将会比非成员国进口的价格低, 由此产生的贸易转移会降低福利。
如实证模型所示, 加入CAFTA的中国贸易创造要比贸易转移要大 (7.97%-7.32%=0.65%) , 说明加入东盟自由贸易区后的中国所得到的福利水平总体上有所上升。这一结论与其他经济学家的研究相一致。如提雅彦和清田耕造 (2002) 利用可计算一般均衡模型, 选取19个国家和地区、16个不同的生产部门, 对2010年参与中国东盟自由贸易区的各方累计GDP增长率以及福利水平变化进行了预测。研究结果显示:截至2010年, 对于中国来说, 由于中国的经济规模比东盟10国更大, 从经济一体化中获得的利益也比较多, 累计GDP增长率增长9.17%, 整体获利水平增加448亿美元。
但是检验结果同时发现, 目前中国与东盟自由贸易区的优惠贸易安排还不很明显 (0.65%) , 力图通过中国———东盟自由贸易来形成东亚一体化的进程显然还有很长的路要走。
三、结论及展望
CAFTA的建立对于中国整体贸易福利水平是具有一定促进作用的, 但是由于中国与东盟国家出口产品相似度比较高, 并且东盟内部国家的出口潜力差异性过大, 因此, 目前中国与东盟自由贸易区的优惠贸易安排还不很明显。尽管“中国—东盟模式”在实践中存在局限性, 但是我们应该看到发展和总体经济开放促进地区经济相互以来的增长, 特别是货物贸易流量的增长。如果说“东盟模式”决定了地区制度的特点, 那么, 中国的加入不仅帮助我们理解了为什么亚太地区现在出现了多边主义, 而且更为重要的是, 让我们明白正在出现哪种形式的多边主义, 哪种将会最终被证明是可行的。亚太多边制度的出现不仅是利益驱动的, 而且也是认同驱动的。基于地区主义是自由经济秩序的基石, 笔者认为中国东盟自由贸易区是中国实现经济可持续发展的较有效路径之一。
摘要：本文利用贸易引力模型, 利用2000—2007年中国与其主要的26个贸易伙伴国的贸易流量聚合数据, 分析中国加入东盟自由贸易区 (简称CAFTA) 的经济影响和意义。并且运用2007年得到的横截面模型评价中国同其贸易伙伴间的双边贸易潜力, 特别就如何发展与东盟地区的贸易提出一系列的政策建议。
关键词：中国—东盟自由贸易区 (CAFTA) ,贸易潜力,引力模型
参考文献
[1]James Mittelman.“Global Restrucuring of Production and Migration”.in Yoshikazu Sakamoto, ed..Global Tranformation:Challenges to the State System, Tokyo:United Nations University Press, 1984, pp.276-298.
[2]Karl W.Deutsch et.Al., Political Community and the North Atlantic Area, Princetion University Press, 1957.
[3]徐蜻.CAFTA对中国和东盟贸易扩大效应的实证研究[J].世界经济研究, 2008 (10) .
[4]范爱军, 曹庆林.中国对东盟地区的贸易流量分析——基于引力模型的研究[J].亚太经济, 2008 (3) .
[5]陈汗林, 涂艳.中国—东盟自由贸易区下中国的静态贸易效应—基于引力模型的实证分析[J].国际贸易问题, 2007 (5) .
贸易流量 篇6
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
参考文献
[1]谷克鉴.国际经济学对引力模型的开发与应用[J].世界经济, 2001 (2) .
[2]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) .
[3]Anderson J A.Theoretical Foundation for the GravityEquation[J].American Economic Review, 1979, 69.
[4]Bergstrand J.The Gravity Equation in InternationalTrade:Some Microeconomic Foundations and Empirical Evi-dence[J].Reviewof Economics and Statistics, 1985, 67:474~481.
贸易流量 篇7
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