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進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文第1篇

關(guān)鍵詞： 進口貿(mào)易；生存分析；持續(xù)時間

中圖分類號：F222.3 文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1003-7217（2013）02-0088-05

一、 引言

隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展，中國和世界各國貿(mào)易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進口也是在逐年增加。2004年進口貿(mào)易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進口產(chǎn)品種類和進口來源國數(shù)量也在不斷增加?！逗ｊP(guān)進出口數(shù)據(jù)庫》顯示，2004年中國進口產(chǎn)品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個國家和地區(qū)進口，2006年這一數(shù)量增加到216個國家和地區(qū)。從總量上看，中國與世界各國的貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)穩(wěn)定增長；從微觀層面上看，公司是貿(mào)易關(guān)系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿(mào)易關(guān)系。當(dāng)我們將考察視角定位在公司層面上，即一個公司從某個國家進口某種產(chǎn)品被視為一個特定的貿(mào)易關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)中國2000年有166萬對進口貿(mào)易關(guān)系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿(mào)公司似乎與各伙伴之間的進口貿(mào)易關(guān)系是持續(xù)、穩(wěn)定、長期的，在新的貿(mào)易關(guān)系產(chǎn)生的同時，舊有的貿(mào)易關(guān)系也在繼續(xù)。但在作進一步分析后發(fā)現(xiàn)，情況完全相反，中國公司與各國之間的進口貿(mào)易關(guān)系是不斷變化、不斷調(diào)整的，舊有的貿(mào)易關(guān)系不斷結(jié)束，新的貿(mào)易關(guān)系不斷產(chǎn)生。在2000年的166萬對進口貿(mào)易關(guān)系中，只有68萬對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)到了2001年，大約60%的貿(mào)易關(guān)系沒有持續(xù)到第二年。2002年，僅有38萬對貿(mào)易關(guān)系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿(mào)易關(guān)系（占6%）持續(xù)時間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿(mào)易關(guān)系呢，他們又是如何影響的呢？

在傳統(tǒng)的國際貿(mào)易模型中，人們經(jīng)常忽視了貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿(mào)易模式是靜態(tài)的和穩(wěn)定的，在這些模型中，他們認(rèn)為貿(mào)易關(guān)系一旦確立就會持續(xù)到永遠。例如俄林的要素供給比例理論認(rèn)為，貿(mào)易是基于兩國間要素稟賦的差異，在某種程度上說只要這種要素稟賦差異在兩國中存在，這種貿(mào)易關(guān)系就會保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿(mào)易的動態(tài)關(guān)系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進入，而對于已經(jīng)存在的貿(mào)易關(guān)系會怎么樣，則沒有進行分析[2-5]。

除了利用理論模型來考察國際貿(mào)易關(guān)系之外，學(xué)者也利用數(shù)據(jù)進行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進口貿(mào)易關(guān)系及其持續(xù)時間以及德國的進口貿(mào)易關(guān)系[6，7]。

以下將根據(jù)2000～2006年《海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫》的進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用K-M曲線以及Cox比例風(fēng)險模型，考察貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關(guān)于美國的進口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的相關(guān)研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿(mào)易上，以能夠更為細致地描述和揭示中國的對外貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間問題。

二、 數(shù)據(jù)、模型和變量選擇

（一）數(shù)據(jù)的說明及其描述性統(tǒng)計分析

《海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫》（2000～2006年）包括出口和進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，這里使用的是進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)為8位國際HS編碼，逐月統(tǒng)計了中國進口貿(mào)易公司從各個國家進口的各種產(chǎn)品的金額、數(shù)量、價格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻的做法，本文使用經(jīng)過整理后的年度數(shù)據(jù)，即只要以年為單位發(fā)生了一次或以上的貿(mào)易，都認(rèn)定貿(mào)易關(guān)系持續(xù)，否則認(rèn)為貿(mào)易關(guān)系中斷①。需要特別注意的是，該數(shù)據(jù)可能存在兩個方面的問題。一是存在刪失數(shù)據(jù)（censor data）。因為考察期間是2000～2006年，共7年（表1表明，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數(shù)據(jù)可以說明問題），有些貿(mào)易關(guān)系一直持續(xù)到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態(tài)，因而存在刪失數(shù)據(jù)問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進口貿(mào)易關(guān)系中斷后又再產(chǎn)生的問題。為了簡化問題，同時又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產(chǎn)生的貿(mào)易關(guān)系視為新的貿(mào)易關(guān)系。

表1描述了進口貿(mào)易關(guān)系數(shù)量及比例。我們發(fā)現(xiàn)在所觀測到的1 967 613對進口貿(mào)易關(guān)系中，有1 191 671（60.56%）對貿(mào)易關(guān)系只持續(xù)了1年；有100 757（5.12%）對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)了7年以上。刪失數(shù)據(jù)（censor data）有209 523對貿(mào)易關(guān)系，占到整個貿(mào)易關(guān)系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿(mào)易關(guān)系（即貿(mào)易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿(mào)易關(guān)系的15.56%。

四、結(jié)論

以上使用“公司-產(chǎn)品”層面數(shù)據(jù)考察了中國進口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間及其影響因素，分析發(fā)現(xiàn)：中國公司與各貿(mào)易伙伴之間的進口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間短，大部分（80%）貿(mào)易關(guān)系僅能持續(xù)1～2年，很少（5%）的貿(mào)易關(guān)系能持續(xù)超過7年。這表明從“公司-產(chǎn)品”層面看，中國進口貿(mào)易關(guān)系是動態(tài)調(diào)整的：大量貿(mào)易關(guān)系結(jié)束的同時，不斷產(chǎn)生新的貿(mào)易關(guān)系。進一步使用KM圖形方法和COX比例風(fēng)險模型實證分析發(fā)現(xiàn)：語言與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間正相關(guān)，當(dāng)貿(mào)易雙方語言相同時，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間長；初始交易額、產(chǎn)品交易額、GDP和人均GDP等四個因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間正相關(guān)，其數(shù)值越大，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越小，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間越長；距離因素與貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間負相關(guān)，貿(mào)易伙伴距離越遠，貿(mào)易關(guān)系結(jié)束可能性越大，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間越短。

注釋：

①

例如：從2001～2005年A公司都從B國進口第C種產(chǎn)品，但2006年A公司沒從B國進口第C種產(chǎn)品，那么該貿(mào)易持續(xù)時間為5年。

②例如，從2001～2003年A公司都從B國進口第C種產(chǎn)品，2004年A公司沒有從B國進口第C種產(chǎn)品，但在2005年A公司又開始從B國進口第C種產(chǎn)品。

參考文獻：

[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.

[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.

[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.

[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.

[5]Rauch， J. and Watson， J.Starting small in an unfamiliar environment[J].International Journal of Industrial Organization， LVIII （21） ，2003，（3）：1021-1042.

進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文第2篇

關(guān)鍵詞:進口貿(mào)易;技術(shù)溢出;技術(shù)進步

中圖分類號:F740

文獻標(biāo)識碼:A　文章編號:1002-0594(2010)11-0010-05　收稿日期:2010-06-10

產(chǎn)品是技術(shù)的載體,產(chǎn)品進口會使得所體現(xiàn)的技術(shù)在進口國發(fā)生外溢,開放經(jīng)濟條件下,通過國際貿(mào)易的技術(shù)溢出是一國實現(xiàn)技術(shù)進步和經(jīng)濟增長的重要條件。在當(dāng)前全球貿(mào)易迅猛發(fā)展的條件下,進口貿(mào)易的技術(shù)進步效應(yīng)開始引起學(xué)者們極大的研究興趣,國內(nèi)外學(xué)者從不同視角研究了進口貿(mào)易的技術(shù)進步效應(yīng),涌現(xiàn)出大量的研究成果,本文首先對相關(guān)研究進行系統(tǒng)的梳理,然后簡單地加以評述,并指出進一步研究的方向。

一、進口貿(mào)易影響技術(shù)進步的理論基礎(chǔ)及作用機制

(一)理論基礎(chǔ)

新貿(mào)易理論、內(nèi)生增長理論、異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的發(fā)展為動態(tài)貿(mào)易利益的量化研究提供了可能,為進口貿(mào)易技術(shù)進步效應(yīng)的研究奠定了理論基礎(chǔ)。以Krugman(1979)為代表的新貿(mào)易理論學(xué)家放松了傳統(tǒng)貿(mào)易理論完全競爭、產(chǎn)品同質(zhì)、收益不變等強假設(shè)條件,將規(guī)模經(jīng)濟、產(chǎn)品種類、技術(shù)轉(zhuǎn)移等因素引入到貿(mào)易理論分析框架之中,將貿(mào)易理論的發(fā)展推進到新的階段,構(gòu)成了國際貿(mào)易與技術(shù)進步關(guān)系研究的理論基點。Romer(1990)、Grossman and Helpman(1991)、Yong(199I)、Aghion and Howitt(1992)等學(xué)者將內(nèi)生增長理論模型加以拓展,在開放經(jīng)濟增長模型中引入了投入品種類、產(chǎn)品質(zhì)量等變量,考察貿(mào)易對于經(jīng)濟增長的影響,分析了國際貿(mào)易在技術(shù)轉(zhuǎn)移、模仿和創(chuàng)新中的作用,為增長理論與貿(mào)易理論的融合奠定了基礎(chǔ),成為進口貿(mào)易技術(shù)進步效應(yīng)研究的主要理論基礎(chǔ)。Melitz(2003)、Meliiz andOttaviano(2005)的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型研究表明,開放條件下生產(chǎn)率異質(zhì)企業(yè)對于外部競爭壓力的不同反應(yīng)對行業(yè)生產(chǎn)率的變動產(chǎn)生重要影響,這為進口競爭的技術(shù)進步效應(yīng)的研究提供了重要的理論框架。

(二)作用機制

為了實證分析進口貿(mào)易的技術(shù)進步效應(yīng),許多學(xué)者對上述基礎(chǔ)理論模型從不同層面進行了拓展,具體地解釋了進口貿(mào)易影響技術(shù)進步的內(nèi)在機制。

Coe與Helpman(1995)在Grossman、Helpman(1991)研究的基礎(chǔ)上,利川進口份額作為權(quán)數(shù)衡量了國外研發(fā)對于本國TFP增長的貢獻,為衡量和測度國外技術(shù)溢出對進口國技術(shù)進步影響的研究提供了理論和方法上的借鑒。Connolly(1997)發(fā)展了一個內(nèi)生增長模型,從理論上證明進口貿(mào)易對模仿進而是技術(shù)擴散產(chǎn)生的正向影響,發(fā)展中國家可以從中獲得靜態(tài)和動態(tài)貿(mào)易利益。貿(mào)易通過降低南方國家的模仿成本,產(chǎn)生重要的技術(shù)擴散效應(yīng),促進南方模仿國的增長,因為貿(mào)易可使南方模仿者廉價地獲得關(guān)于北方創(chuàng)新者新產(chǎn)品的知識,而進口種類和數(shù)量的增加提高了成功模仿的概率,會對南方模仿產(chǎn)生正的影響。南方國家銷售進口產(chǎn)品,提供售后服務(wù),會增加對于進口產(chǎn)品技術(shù)知識的了解,降低對這些產(chǎn)品逆向工程(reverse-engineering)的成本。同時,貿(mào)易開放還會通過對國內(nèi)企業(yè)帶來的競爭效應(yīng),影響企業(yè)的模仿行為和國內(nèi)企業(yè)數(shù)目,進口貿(mào)易降低了模仿者了解國內(nèi)市場需求的成本,保證了有效率模仿的實現(xiàn)。Connolly(1999)在一個南北貿(mào)易的質(zhì)量模型中,在創(chuàng)新和模仿過程融入了學(xué)中學(xué)(learning-to-learn)的概念。他認(rèn)為,學(xué)中學(xué)(learning-to-learn)不同于干中學(xué)(learning-by-doing),因為學(xué)中學(xué)獲得的技術(shù)更具有一般性,因而可應(yīng)用于不同類型的研究,而不是僅僅限于特定所學(xué)任務(wù)。當(dāng)一個企業(yè)成功模仿了質(zhì)量越來越高的特定種類產(chǎn)品時,他將獲得產(chǎn)品工程中的知識,并且改善它,因此模仿不僅使得企業(yè)在未來的模仿中更有利,而且提高了企業(yè)獨自成功發(fā)明更高質(zhì)量水平產(chǎn)品的可能性。

Keller(2001)認(rèn)為通過與國內(nèi)外企業(yè)相互作用的學(xué)習(xí)是促進生產(chǎn)率增長的重要方式。國內(nèi)發(fā)明的效率隨一國知識存量的遞增而遞增,它與國內(nèi)所知的產(chǎn)品設(shè)計的數(shù)量是成比例的,通過增加國內(nèi)知識存量,國際溢出提高了國內(nèi)發(fā)明活動的效率。Chen、Imbs、Scott(2009)擴展了Melitz(2003)和Melilz、Ottaviano(2005)的企業(yè)異質(zhì)性國際貿(mào)易模型,把理論模型分析與實證檢驗有機結(jié)合在了一起,認(rèn)為貿(mào)易的開放導(dǎo)致了競爭效應(yīng),在更大的國外競爭和更多的進口產(chǎn)品的壓力下,國內(nèi)企業(yè)的利潤會下降,異質(zhì)性企業(yè)中生產(chǎn)率水平較低的企業(yè)會退出市場,只有技術(shù)水平較高的企業(yè)才可以適應(yīng)市場競爭,并且會在競爭中增加市場上所占的份額,這樣產(chǎn)業(yè)的平均生產(chǎn)率水平也會上升。

理論模型的構(gòu)建為實證研究的深入發(fā)展奠定了基礎(chǔ),基礎(chǔ)理論模型的拓展把理論研究和實證研究緊密聯(lián)系在一起,深刻地揭示了進口貿(mào)易影響進口國技術(shù)進步的內(nèi)在機制,進口貿(mào)易可以通過進口貿(mào)易總量、進口貿(mào)易模式和進口產(chǎn)品的競爭效應(yīng)對技術(shù)進步產(chǎn)生重要的影響。

二、進口貿(mào)易總量的技術(shù)進步效應(yīng)

(一)國家層面進口總量的技術(shù)進步效應(yīng)

Coe、Helpmanfl995,以下簡稱“CH”)利用21個OECD國家和以色列1971～1990年間的面板數(shù)據(jù),考察了貿(mào)易伙伴國的R&D資本存量通過進口貿(mào)易的傳導(dǎo)機制對進口國技術(shù)進步的影響,發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外研發(fā)資本存量都會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響,一國進口占GDP比重越大,國外研發(fā)資本存量對國內(nèi)生產(chǎn)率的影響越強,開放度高的經(jīng)濟比開放度低的經(jīng)濟從國外研發(fā)中獲益要大。方希樺、包群、賴明勇(2004)使用CH的方法計算了中國主要貿(mào)易伙伴國的研發(fā)資本存量,實證分析發(fā)現(xiàn)通過進口的技術(shù)溢出對中國技術(shù)進步具有顯著的促進作用。

許多學(xué)者以CH模型中的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用新的方法進行了拓展研究,得出了與CH相似的結(jié)論。Liehtenberg、Potterie(1998,LP)認(rèn)為CH(1995)模型中計算國外研發(fā)資本存量的賦權(quán)方法存在匯總上的偏誤,因而提供了一個理論上產(chǎn)生更少偏誤和更好實證結(jié)果的賦權(quán)方法,在修正了指數(shù)偏差的基礎(chǔ)上,分析了國外研發(fā)的產(chǎn)出彈性對于一國貿(mào)易開放度的依賴,研究證明一國貿(mào)易越開放,該國從國外研發(fā)中獲益越大。喻美辭、喻春嬌(2006)利用LP方法計算了相對于中國的國外R&D資本存量,并將人力資本因素引入到進口貿(mào)易技術(shù)溢出的計量模型,證明通過進口貿(mào)易的技術(shù)溢出促進了中國全要素生產(chǎn)率的提高。Keller(1997)也質(zhì)疑CH

(1995)的賦權(quán)方法,而采用隨機賦權(quán)方法計算了國外知識資本存量,同樣得出了與CH模型相似的結(jié)論。但是Coe、Hoffmaister(1999)認(rèn)為Keller(1997)的隨機賦權(quán)實際上是帶有隨機誤差的簡單加權(quán)平均,這種隨機賦權(quán)只會得到一個隨機變量,它和生產(chǎn)率之間是不存在聯(lián)系,他們利用替代的賦權(quán)方法作為雙邊進口份額回歸證明,隨機創(chuàng)造的貿(mào)易模式并不能產(chǎn)生國際研發(fā)溢出的估測。

鑒于上述學(xué)者研究中使用普通最小二乘方法中可能出現(xiàn)的偽回歸,有學(xué)者根據(jù)CH研究的數(shù)據(jù),利用面板協(xié)整方法重新考察了進口的技術(shù)溢出對進口國生產(chǎn)率的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn),通過進口的研發(fā)溢出效應(yīng)要么是微弱的(Kao、Chiang和Chen,1999),要么與全要素生產(chǎn)率之間不存在長期協(xié)整關(guān)系(Funk,2001),因此,他們認(rèn)為之前對于進口貿(mào)易技術(shù)進步效應(yīng)的研究高估了進口的作用,但是忽略了其它傳播機制的作用。

Altair and Cieeone(2004)測度了貿(mào)易的實際開放度對國家間全要素生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)進口和出口加總的貿(mào)易開放度是一國全要素增長的重要因素。Falvey、Foster、Greenaway(2004)區(qū)分了知識的性質(zhì),認(rèn)為通過發(fā)達國家的研發(fā)生產(chǎn)的知識能夠通過貿(mào)易溢出到其他國家,利用21個OECD國家1975～1990年的面板數(shù)據(jù)集中考察了進口作為技術(shù)傳播途徑的作用,發(fā)現(xiàn)無論國外的知識是公共還是私人的,進口的技術(shù)進步效應(yīng)都非常顯著。Lumenga-Neso、Olarreaga、Sehiff(2005)通過引人間接與貿(mào)易相關(guān)的研發(fā)溢出的概念擴展了CH的分析,認(rèn)為與貿(mào)易間接相關(guān)的研發(fā)溢出也會在國家之間發(fā)生,他們利用114個國家的向量矩陣實證研究發(fā)現(xiàn),國外研發(fā)的間接流量要遠高于直接流量,間接流量對于TFP的貢獻要遠高于直接流量的貢獻,并且全部(直接加間接)國外研發(fā)流量明顯地要比國外直接研發(fā)流量要穩(wěn)定。由于間接效應(yīng)的存在,雙邊貿(mào)易相對來說并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的重要決定因素,這調(diào)和了CH(1995)與Keller(1997)的結(jié)論,但也提供了貿(mào)易作為國際知識傳播機制重要性的支持。

Madsen(2007)使用16個OECD國家1870～2004年間技術(shù)進口和全要素生產(chǎn)率的新數(shù)據(jù)庫,驗證了知識是否通過貿(mào)易渠道發(fā)生了轉(zhuǎn)移。實證估計表明,在過去135年中通過貿(mào)易發(fā)生的知識轉(zhuǎn)移始終非常重要,TFP與知識進口之間存在很強的關(guān)系,在過去一個世紀(jì)中93%的TFP增長要歸于知識的進口,知識的外溢是1870～2004年間OECD國家TFP收斂的重要影響因素,通過貿(mào)易的國際技術(shù)外溢是OECD國家TFP增長的重要貢獻因素,有助于OECD國家TFP的收斂。

(二)企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面進口總量的技術(shù)進步效應(yīng)

企業(yè)和產(chǎn)業(yè)層面的實證研究證明,進口和技術(shù)進步之間存在較強的正相關(guān)關(guān)系。Blalock、Veloso(2003)利用印度尼西亞制造業(yè)的詳細面板數(shù)據(jù),證明供給進口密集部門的企業(yè)比其它企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率,進口是國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的推動因素,與國外廠商的垂直供應(yīng)聯(lián)系是進口推動技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)生的渠道,這從企業(yè)層面證明進口是促進技術(shù)進步的重要因素。Aeharya、Keller(2007)把技術(shù)轉(zhuǎn)移和進口聯(lián)系起來,利用17個工業(yè)化國家1973～2002年的詳細數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn),進口是技術(shù)轉(zhuǎn)移的一個主要渠道,國際技術(shù)轉(zhuǎn)移對于生產(chǎn)率的貢獻常常超過了國內(nèi)研發(fā)的貢獻。

李小平、朱鐘棣(2006)總結(jié)了國外學(xué)者計算R&D存量的六種方法,并用這些方法分別計算了同外R&D存量通過進口貿(mào)易對中國工業(yè)行業(yè)技術(shù)進步的影響,雖然不同的實證方法所得出的結(jié)論不近相同,但基本上肯定了產(chǎn)業(yè)層面進口貿(mào)易技術(shù)進步效應(yīng)為正的結(jié)果。李小平、盧現(xiàn)祥、朱鐘棣(2008)利用DEA方法進一步研究了中國工業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的增長,發(fā)現(xiàn)進口是技術(shù)進步的重要原因,但是出口促進技術(shù)進步的作用并不明顯。

三、進口貿(mào)易模式的技術(shù)進步效應(yīng)

(一)資本品進口的技術(shù)進步效應(yīng)

與CH(1995)研究方法相一致,Coe、Helpman、Hoffmaister(1997)采用77個發(fā)展中國家1971～1990年的數(shù)據(jù),研究了這些國家通過機械設(shè)備進口從工業(yè)化國家的研發(fā)中獲益的程度,結(jié)果顯示,國外研發(fā)資本存量的知識通過機械設(shè)備進口能夠影響到發(fā)展中國家的生產(chǎn)率,國外研發(fā)資本存量越大,對于來自工業(yè)化國家機器和設(shè)備進口越開放,本國勞動力的教育水平越高,該發(fā)展中國家的全要素生產(chǎn)率也就越高,而總進口中許多消費品和服務(wù)的進口對于生產(chǎn)率并沒有影響,國外知識存量只是通過機器設(shè)備的進口影響了發(fā)展中國家的生產(chǎn)率。

Connolly(1999)考察了國內(nèi)外創(chuàng)新對于實際人均GDP增長的貢獻,發(fā)現(xiàn)來自發(fā)達國家的高技術(shù)產(chǎn)品的進口在國際技術(shù)擴散中作用的證據(jù),國內(nèi)模仿和創(chuàng)新對發(fā)達國家先進技術(shù)進口存在持續(xù)的正依賴性,來自發(fā)達國家的技術(shù)對于人均GDP增長的貢獻要高于國內(nèi)創(chuàng)新的貢獻。Xu、Wang(1999)認(rèn)為資本品比非資本品擁有更高的技術(shù)含量,因資本品貿(mào)易是國際技術(shù)溢出的重要渠道。他們考察了資本品貿(mào)易作為國際研發(fā)溢出渠道的重要性,估測結(jié)果表明,在G7國家中,研發(fā)投資大約一半的收益溢出到了其它OECD國家,其中大約一半的溢出是通過資本品外溢渠道發(fā)生的,資本品衡量的研發(fā)溢出變量統(tǒng)計上是顯著的,比總進口衡量的溢“{變量更多解釋了國家間生產(chǎn)率的差異。Eaton、Korlum(2001)也認(rèn)為國際貿(mào)易可以把技術(shù)進步的好處傳遞過國界,他們通過研究世界生產(chǎn)和資本品的貿(mào)易,評估了這一機制的重要性,證實一國的生產(chǎn)牢取決于該國對國外資本品的可獲得性以及該國使用資本品的意愿和能力。

(二)中間品進口的技術(shù)進步效應(yīng)

Keller(1997)引入一個研發(fā)驅(qū)動的增長模型,技術(shù)通過體現(xiàn)在不同中間產(chǎn)品的貿(mào)易傳遞到國內(nèi)其它部門和國外部門,他使用來自8個OECDI業(yè)國1970～1991年13個制造業(yè)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在同一行業(yè)中,國際貿(mào)易是國外技術(shù)傳播的一個重要途徑。隨后使用相同的數(shù)據(jù),Keller(1999;2000)量化分析了貿(mào)易模式在決定技術(shù)流量中的重要性,發(fā)現(xiàn)一國的進口模式會影響到一國的生產(chǎn)率,如果一國主要從技術(shù)領(lǐng)先國進口,該國獲得的體現(xiàn)在中間產(chǎn)品上的技術(shù)將高于主要從技術(shù)跟隨者進口的所得,與進口模式相關(guān)的技術(shù)進口的差異解釋了這些國家生產(chǎn)率增長上20%的差異。Hakura、Jaumotte(1999)利用87個國家1970～1993年的數(shù)據(jù),在區(qū)分產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易對于技術(shù)轉(zhuǎn)移影響的基礎(chǔ)上,考察了貿(mào)易在技術(shù)從工業(yè)化國家向發(fā)展中國家溢出中的作用,證明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易能夠比產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易更多地促進技術(shù)轉(zhuǎn)移。

Amiti和Konings(2007)利用印尼1991～2001年間制造業(yè)的普查數(shù)據(jù),估測了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,他們區(qū)分了源自最終產(chǎn)品關(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長與源自中間投入品關(guān)稅降低的生產(chǎn)率增長,研究結(jié)果表明,生產(chǎn)率的增長主要源于投入品關(guān)稅的降低。Topalova(2007)利用制造業(yè)部門企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù),考察了印度20世紀(jì)90年代早期的貿(mào)易改革對企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的下降導(dǎo)致的生產(chǎn)率增長遠高于最終品關(guān)稅下降產(chǎn)生的影響。Kasahara、Rodrigue(2008)利用智利制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)估測了國外中間品的進口對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)國外中間產(chǎn)品的進口提高了生產(chǎn)率。Halpern、Koren、Szeidl(2005)利用1992～2001年問匈牙利制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)品層面的進口數(shù)據(jù)估測了一個生產(chǎn)者結(jié)構(gòu)模型,研究顯示,進口的技術(shù)進步效應(yīng)在統(tǒng)計上與經(jīng)濟上都是顯著的,進口解釋了匈牙利90年代總體全要素生產(chǎn)率增長的30%。

(三)對貿(mào)易模式技術(shù)進步效應(yīng)的質(zhì)疑

對于貿(mào)易模式與技術(shù)溢出、技術(shù)進步的關(guān)系,也存在一些不同的認(rèn)識。Funk(2001)使用面板協(xié)整技術(shù)考察了貿(mào)易模式與國際研發(fā)投入溢出間的關(guān)系,沒有發(fā)現(xiàn)支持進口模式與研發(fā)溢出之間關(guān)系的證據(jù),因此認(rèn)為,先前的研究可能高估了進口投入品在國際研發(fā)溢出中的作用,卻低估了其它傳播途徑的作用。Lumenga-Neso、Olarreaga、Schiff(2005)對與貿(mào)易相關(guān)的間接技術(shù)溢出效應(yīng)存在的研究,似乎也證明雙邊貿(mào)易模式并非國外研發(fā)通過貿(mào)易溢出的決定因素,一國外部研發(fā)溢出流量對于貿(mào)易模式的依賴可能是很低的。

四、進口競爭的技術(shù)進步效應(yīng)

進口競爭的技術(shù)進步效應(yīng)早已引起學(xué)者們的注意,但是受傳統(tǒng)貿(mào)易理論嚴(yán)格假設(shè)的束縛和統(tǒng)計數(shù)據(jù)可得性的限制,這方面理論和實證研究的進展相對緩慢。隨著企業(yè)層面統(tǒng)計數(shù)據(jù)可得性的提高和異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的開創(chuàng)性進展,進口競爭的技術(shù)進步效應(yīng)引起學(xué)者們極大的研究興趣。

Bertschek(1995)利用德國80年代制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù),分析了進口和內(nèi)向型FDI對于國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響,發(fā)現(xiàn)進口和內(nèi)向型FDI增加了國內(nèi)競爭,降低了國內(nèi)企業(yè)的盈利,對產(chǎn)品和過程創(chuàng)新產(chǎn)生了顯著的積極影響。Lawrence、Weinstein(1999)通過對日本1964～1973年間進口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn),進口競爭是促進日本生產(chǎn)率提高的重要原因,并且進口競爭的作用要大于中間產(chǎn)品進口對于生產(chǎn)率的促進作用,更多競爭性產(chǎn)品的進口刺激了創(chuàng)新,向國外競爭對手潛在的學(xué)習(xí)是效率增長的主要渠道。

Pavcnik(2002)利用企業(yè)水平面板數(shù)據(jù)實證考察了智利貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率的進步要歸于進口競爭部門中的貿(mào)易自南化,總的生產(chǎn)率進步源自資源從低效率生產(chǎn)者向高效率生產(chǎn)者的重新分配。Schor(2004)利用巴西制造業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易自由化對于企業(yè)生產(chǎn)率演進的影響,發(fā)現(xiàn)進口產(chǎn)品和中間投入品關(guān)稅變動與生產(chǎn)率的變動之間存在負相關(guān)關(guān)系,表明貿(mào)易自由化后,競爭的增加和可獲得的體現(xiàn)更高技術(shù)的中間品進口促進了生產(chǎn)率的提高。Topalova(2007)的研究表明,進口關(guān)稅的下降增加了國內(nèi)競爭,導(dǎo)致了產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高。

Gorodniehenko、Svejnar、TerrelI(2008)利用27個新興市場經(jīng)濟的數(shù)據(jù),估測了來自國外的競爭、與國外企業(yè)的垂直聯(lián)系以及國際貿(mào)易對國內(nèi)企業(yè)幾種創(chuàng)新的影響,發(fā)現(xiàn)有很強的證據(jù)表明國外競爭和創(chuàng)新之間存在正向的關(guān)系。Chen、Imbs、Scott(2006)利用歐盟1989～1999年間制造業(yè)的詳細數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),進口競爭的技術(shù)進步效應(yīng)在短期和長期中存在著很大的區(qū)別。短期內(nèi)貿(mào)易開放具有促進競爭的效應(yīng),由于進口競爭的增加,無效率的企業(yè)退出市場,產(chǎn)業(yè)中產(chǎn)品平均成本降低、生產(chǎn)率出現(xiàn)上升。但是長期來看,當(dāng)競爭力更弱的經(jīng)濟體也開始出口時,這些效應(yīng)會逐漸減弱甚至?xí)孓D(zhuǎn),雖然增加的貿(mào)易對歐盟的生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的影響,但是這種影響是很小的。Acharya、Keller(2008)使用1973～2002年間工業(yè)化國家的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),長期內(nèi)進口自由化通過選擇效應(yīng)降低了本國產(chǎn)業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率。

對于進口貿(mào)易技術(shù)進步效應(yīng)的研究,以上我們按照進口總量、進口模式和進口競爭幾個維度進行了系統(tǒng)梳理,但是必須指出的是,這三種機制并非各自獨立地發(fā)揮對進口國技術(shù)進步的影響,它們分別都是從進口貿(mào)易的一個側(cè)面反映出進口貿(mào)易可能對技術(shù)進步帶來的影響,對于一國整體進口來說,三種機制都在共同發(fā)揮著對于技術(shù)進步的影響。

五、結(jié)語

進口與技術(shù)進步關(guān)系研究隸屬于動態(tài)貿(mào)易利益研究的范疇,是對貿(mào)易影響經(jīng)濟增長機制研究的深化與發(fā)展。國內(nèi)外理論和實證研究的成果證實了進口貿(mào)易與技術(shù)進步之間的內(nèi)生關(guān)系,進口是影響一國技術(shù)進步和經(jīng)濟增長的重要因素,這深化并豐富了我們對于進口與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究和認(rèn)識,有力證明了自由貿(mào)易所蘊藏的巨大動態(tài)利益,為發(fā)展中國家貿(mào)易政策的制定提供了一定的指導(dǎo)和借鑒。

目前,對于進口與我國技術(shù)進步關(guān)系的研究相對來說還不夠充分,不夠深入,主要還是停留在進口產(chǎn)品總量上的研究,缺少對進口貿(mào)易模式、進口競爭技術(shù)進步效應(yīng)的研究,因而對進口與我國技術(shù)進步的認(rèn)識還不夠全面。我們認(rèn)為未來對于進口與技術(shù)進步關(guān)系的研究應(yīng)當(dāng)考慮一些忽略的變量可能產(chǎn)生的影響,深化對于新的機制的研究,同時對于我國進口貿(mào)易與技術(shù)進步的關(guān)系應(yīng)當(dāng)進行更加全面系統(tǒng)的深入研究。

參考文獻:

方希樺,包群,賴明勇2004,國際技術(shù)溢出:基于進口傳導(dǎo)機制的實證研究[J]l中國軟科學(xué)(7)

李小平,盧現(xiàn)祥,朱鐘棣,2008,國際貿(mào)易、技術(shù)進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J],經(jīng)濟學(xué)(季刊)(2)

李小平,朱鐘棣,2006,國際貿(mào)易、R&D溢出和生產(chǎn)率增長[J]經(jīng)濟研究(2)

進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文第3篇

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易；經(jīng)濟增長；新常態(tài)

1中國經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易間關(guān)系分析

1.1指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)處理

本文在研究過程中選擇中國進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為研究對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的指標(biāo)。本文數(shù)據(jù)選取區(qū)間為我國實施改革開放國策后的1980年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2014年中國統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和Wind資訊。主要的操作過程為：借助Eviews軟件的統(tǒng)計和計量功能，第一步,對進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值這三個變量作變化趨勢分析；第二步，對進口總額、出口總額、出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值進行平穩(wěn)性檢驗；第三步，對進口總額、出口總額、國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的影響關(guān)系進行協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

1.2指標(biāo)實證分析

1.2.1單位根檢驗。通過進行ADF檢驗可以對上述指標(biāo)的單位根進行檢驗，不僅可以減少數(shù)據(jù)的誤差，還能規(guī)避偽回歸的出現(xiàn)，進而可以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)。ADF檢驗由以下三個模型組成：通過采用上述三個模型進行對采集的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果顯示：本文選取的三個變量在0.95的置信水平下均為非平穩(wěn)的。在5%的顯著性水平下不存在單位根，即為一階平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)。1.2.2協(xié)整關(guān)系檢驗。通常地，變更間的協(xié)整關(guān)系可以通過EG檢驗得到。結(jié)合上述數(shù)據(jù)，采用該檢驗法，分別對出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值、進口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。結(jié)果顯示：對外貿(mào)易出口總額、對外貿(mào)易進口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間均長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，即進出口額對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用。1.2.3Glanger果關(guān)系檢驗。進一步地，通過構(gòu)建VAR模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析、方差分解等步驟，不僅可以更加準(zhǔn)確的分析出對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的因果性影響，而且能夠更加精確的測算出口貿(mào)易比進口貿(mào)易對國內(nèi)生產(chǎn)總值的促進作用更顯著。

2研究結(jié)論

結(jié)合統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等實證過程，可以得出如下結(jié)論：在較短年份時期內(nèi)，中國經(jīng)濟增長的格蘭杰原因是對外貿(mào)易（出口和進口）；在較長的年份期間，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易均與中國經(jīng)濟的增長保護穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。進一步地對協(xié)整方程進行分析，結(jié)果顯示出口貿(mào)易和進口貿(mào)易均促進了中國經(jīng)濟的迅速增長，但是進口貿(mào)易的作用更為顯著。這與《世界發(fā)展報告》中披露的研究結(jié)果是一致的,各個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長既依賴于對外貿(mào)易,而對外貿(mào)易的發(fā)達程度又取決于經(jīng)濟增長。二者相互作用，彼此影響。

3新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的若干建議

歷經(jīng)三十多年的改革開放，我國經(jīng)濟發(fā)展已到了一定的規(guī)模程度，面臨的國際國內(nèi)形勢均出現(xiàn)了新的變化，在2013年提出了“新常態(tài)”，要求全國上下認(rèn)真思考“新常態(tài)”、盡快適應(yīng)“新常態(tài)”，攻艱克難，努力在新常態(tài)的背景下做好各項工作更好的推進經(jīng)濟增長。鑒于此，結(jié)合本文的研究結(jié)論，就新常態(tài)下做好對外貿(mào)易工作推進經(jīng)濟發(fā)展的提出兩點建議:

3.1擴大進口，調(diào)配出口，助力供給側(cè)改革

根據(jù)本文研究觀點，相較于出口，進口在促進經(jīng)濟增長方面更能發(fā)揮效用，所以應(yīng)適度擴大進口。當(dāng)然，要避免低水平的重復(fù)引進，重點是高新技術(shù)的進口，適應(yīng)新常態(tài)下從粗放式資源消耗向質(zhì)量效率、技術(shù)密集轉(zhuǎn)型，通過創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟快速增長。

3.2優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動產(chǎn)業(yè)升級

進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文第4篇

    H-O-S定理指出開放貿(mào)易會使一國出口部門的產(chǎn)出得以擴張,并因工資提高而吸引國內(nèi)生產(chǎn)要素跨部門流入;而進口部門的產(chǎn)出會呈現(xiàn)收縮態(tài)勢,并因工資下降而引起生產(chǎn)要素流出。后來的研究者基本上是沿著H-O-S定理所規(guī)范的理論邏輯,在各種不同的假定條件下,分析國際貿(mào)易對要素就業(yè)的影響。中國學(xué)者在對這一問題的研究中,多把研究對象限定為中國工業(yè)部門國際貿(mào)易對工業(yè)部門內(nèi)部的勞動就業(yè)量的影響,其原因在于:第一,H-O原理作為現(xiàn)代要素稟賦理論的核心內(nèi)容,主要用于解釋產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易問題,中國作為低收入國家參與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的總量并不多;第二,工業(yè)部門的勞動力流動相對更加自由,因而比其他產(chǎn)業(yè)部門的勞動就業(yè)更具彈性;第三,統(tǒng)計數(shù)據(jù)相對完備。國內(nèi)現(xiàn)有的文獻可以分成兩類,其一是從國家層面上說明中國工業(yè)部門對外貿(mào)易對部門內(nèi)勞動就業(yè)的影響,其二是把實證研究的對象放在地區(qū)或者省級層面上。

    (一)國家層面上的研究

    總體而言,在國家層面上的經(jīng)驗研究都支持我國工業(yè)部門對外貿(mào)易能夠拉動就業(yè)增長,出口和進口對就業(yè)增長的拉動在不同時期具有不同的效應(yīng)。楊玉華利用中國1978年~2004年的工業(yè)部門數(shù)據(jù),借鑒并使用附加了貿(mào)易變量的C-D生產(chǎn)函數(shù)進行計量檢驗,得出結(jié)論認(rèn)為,1978年~2004年間,出口對就業(yè)的拉動作用呈現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢;同時,進口對就業(yè)的沖擊也呈現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢。[1]而若從貿(mào)易總量上看,根據(jù)蔣荷新的研究,國際貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用呈遞減趨勢。出口拉動就業(yè)、進口沖擊就業(yè)的效應(yīng)不僅可以在工業(yè)部門總體上得到驗證,在分部門的檢驗中也同樣成立。[2]盛斌、牛蕊檢驗了1997年~2006年中國工業(yè)部門貿(mào)易流量對就業(yè)的影響,認(rèn)為對不同技術(shù)水平的工業(yè)部門而言,出口總是拉動就業(yè),進口總是對就業(yè)造成沖擊。[3]明娟等人通過系統(tǒng)GMM方法對2001年~2008年的制造業(yè)數(shù)據(jù)進行檢驗,結(jié)論是制造業(yè)出口每增加1%,將引起制造業(yè)吸納就業(yè)增加0.1%。盡管如此,不同技術(shù)水平工業(yè)部門的國際貿(mào)易對就業(yè)影響的差別仍然值得重視。[4]葉霖莉使用廣義矩估計法對2001年~2008年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行了檢驗,結(jié)果顯示技術(shù)程度越高的工業(yè)部門,出口貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用越大,而進口貿(mào)易對就業(yè)的沖擊越小。[5]在總量的研究中有兩個方向性的問題值得探討:第一,貿(mào)易對就業(yè)的拉動作用是否存在階段性差異;第二,進口貿(mào)易對就業(yè)是否只存在沖擊效應(yīng)。對于第一個問題,研究者多是以中國加入世界貿(mào)易組織為階段劃分依據(jù),并且在實證檢驗中得到一定證據(jù),如蔣荷新、[2]溫懷德和譚晶榮[6]的研究。對于第二個問題,王燕飛、蒲勇健認(rèn)為,在考慮經(jīng)濟增長和資本積累的情況下,工業(yè)品進口對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)造成沖擊,但對總體就業(yè)表現(xiàn)為拉動效應(yīng)。[7]喻美辭做了更為深入的研究,認(rèn)為中國從發(fā)達國家的進口存在一定的R&D溢出效應(yīng),這種效應(yīng)增加了整個制造業(yè)部門的就業(yè),但是受到本土企業(yè)技術(shù)吸收能力和投資回報周期的影響,進口對就業(yè)拉動效應(yīng)的顯現(xiàn)存在一定的時滯。[8]

    (二)區(qū)域或省級層面上的研究

    研究國際貿(mào)易對就業(yè)的影響在空間上的差別,目的是能夠有助于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移背景下區(qū)域貿(mào)易政策的制定。李永杰、張華初對1979年~2006年廣東省的數(shù)據(jù)進行了檢驗,得出結(jié)論認(rèn)為,廣東省出口每增加1%,其城鎮(zhèn)就業(yè)就將增加0.76%,而進口每增加1%,其城鎮(zhèn)就業(yè)將減少0.77%。[9]盡管這一結(jié)論和其他學(xué)者關(guān)于全國或者其他地區(qū)的研究存在數(shù)量上的差別,但結(jié)論在定性上并沒有顯著不同,類似的結(jié)論可見于李永杰、劉欣[10]和黃菊英、蒙西燕[11]的研究。張亞斌、王穎把湖南省進口貿(mào)易對就業(yè)造成沖擊的原因歸結(jié)為該省以勞動密集型為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。[12]溫懷德、譚晶榮認(rèn)為,東部地區(qū)出口對就業(yè)拉動作用在減小,而加入WTO后中西部地區(qū)的出口對就業(yè)存在顯著的促進作用,因此主張出臺鼓勵相關(guān)外貿(mào)企業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移的政策。[6]

    二、服務(wù)業(yè)部門國際貿(mào)易對就業(yè)的影響

    按照發(fā)達國家的經(jīng)驗,尤其是美國、英國、德國所顯示出來的經(jīng)驗,在工業(yè)化完成以后,服務(wù)經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的重要性會顯著上升,服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出值占GDP的比重以及服務(wù)業(yè)吸納就業(yè)量占全部就業(yè)量的比重都將出現(xiàn)大幅度提高,同時服務(wù)貿(mào)易額的增速及其在對外貿(mào)易額中的比重也將凸顯。這樣,在中國逐步向工業(yè)化后期過渡的進程中,研究服務(wù)貿(mào)易及其對就業(yè)的影響就顯得十分必要和緊迫。我國目前有關(guān)服務(wù)貿(mào)易對就業(yè)影響的實證研究結(jié)論存在較大差異。周申、廖偉兵以中國加入世貿(mào)組織的時間為界,對中國1997年~2000年和2001年~2004年兩個階段的數(shù)據(jù)進行檢驗,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易總體上對就業(yè)有拉動效應(yīng),服務(wù)進口偏向資本密集型部門,對就業(yè)產(chǎn)生了沖擊效應(yīng)。[13]趙成柏對1982年~2006年的數(shù)據(jù)進行了檢驗,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易與就業(yè)之間存在長期的均衡關(guān)系,服務(wù)出口每增加1%,就業(yè)量將增加0.338%;但與工業(yè)對外貿(mào)易不同,服務(wù)的進口也對就業(yè)有拉動效應(yīng),但比工業(yè)進口的就業(yè)拉動效應(yīng)要弱得多,其原因被推定為中國服務(wù)貿(mào)易主要集中于傳統(tǒng)服務(wù)部門。[14]范愛軍、李菲菲對1982年~2010年的數(shù)據(jù)進行了協(xié)整分析,認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易進口每增加1%,就業(yè)量將增加0.069%,這高于服務(wù)出口的拉動效應(yīng)(0.039%)。[15]這些研究結(jié)論存在差異可能是數(shù)據(jù)選擇及統(tǒng)計口徑的不同。同時也要認(rèn)識到,中國2001年12月加入世界貿(mào)易組織,履行開放服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的承諾需要一段時間的政策調(diào)整,相關(guān)的效應(yīng)顯現(xiàn)可能也存在一定的滯后期,因而分析短期數(shù)據(jù)未必能夠甄別經(jīng)濟運動的真實邏輯。就中國“入世”在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的具體承諾來看,現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門是開放的主要領(lǐng)域,而在中國現(xiàn)有的勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)下,有限度地開放這些領(lǐng)域?qū)傮w就業(yè)所造成的沖擊應(yīng)該是比較小的,而進口高端服務(wù)所產(chǎn)生的外部效應(yīng)完全有可能拉動就業(yè)以更大的幅度增長。

    三、國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

    國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)的影響可以從兩個層次上來考察:其一,工業(yè)或服務(wù)業(yè)內(nèi)部不同行業(yè)對外貿(mào)易量的變化(即工業(yè)或服務(wù)業(yè)內(nèi)部對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化)對就業(yè)產(chǎn)生的影響;其二,三次產(chǎn)業(yè)綜合對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化對就業(yè)的影響。周申、楊春梅對1992年~2003年的數(shù)據(jù)進行了檢驗,結(jié)果顯示,在考察期內(nèi),資本密集品出口對就業(yè)的拉動效果顯著低于勞動密集品出口對就業(yè)的拉動,這樣在資本密集品出口所占比重增加的情況下,出口貿(mào)易的整體就業(yè)拉動能力會下降;綜合來看,在考察期內(nèi),純貿(mào)易結(jié)構(gòu)引起的就業(yè)下降超過3000萬人。因此,研究者主張注重發(fā)展勞動投入系數(shù)較大的行業(yè)。[16]范愛軍、劉偉華檢驗了出口貿(mào)易對勞動力跨產(chǎn)業(yè)流動的作用,認(rèn)為從長期看,出口貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)有沖擊效應(yīng),從而出口貿(mào)易實際上推動了第一產(chǎn)業(yè)勞動力的流出,但流入第三產(chǎn)業(yè)的勞動力主要來自于第二產(chǎn)業(yè),這樣第二產(chǎn)業(yè)實際上形成了對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的負擾動。[17]王燕飛、蒲勇健認(rèn)為,1980年~2006年間,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)影響不顯著,但促進了第二、第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè);更進一步,對外貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級總體上有利于促進農(nóng)村勞動力向城市第二產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移。[7]闞大學(xué)對1985年~2006年的數(shù)據(jù)進行了測算,結(jié)果顯示,2003年以后,第一產(chǎn)業(yè)對就業(yè)產(chǎn)生沖擊效應(yīng),第二產(chǎn)業(yè)貿(mào)易的勞動就業(yè)效應(yīng)在減弱,第三產(chǎn)業(yè)的平均貿(mào)易就業(yè)彈性高于第一產(chǎn)業(yè),所以第三產(chǎn)業(yè)國際貿(mào)易對拉動就業(yè)仍有重要意義。在此基礎(chǔ)上,研究者主張應(yīng)積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)貿(mào)易。[18]國內(nèi)關(guān)于貿(mào)易結(jié)構(gòu)對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究,在理論上其實并未超出配第-克拉克定理所包含的范疇。在開放條件下,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動勢必影響到貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動,這樣內(nèi)涵于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的就業(yè)結(jié)構(gòu)變動必然與貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動相關(guān)聯(lián)。從國內(nèi)現(xiàn)有文獻來看,研究結(jié)果基本上支持了以下觀點,即貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化實際上推動了勞動力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,因而綜合性的政策主張是積極發(fā)展低技術(shù)、勞動投入系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)貿(mào)易,從而實現(xiàn)增加就業(yè)的目標(biāo)。需要指出的是,中國的勞動力流動受勞動者收入、地域、政策等諸多方面的限制,在這種現(xiàn)實條件下,部分研究中利用貿(mào)易結(jié)構(gòu)偏離度指標(biāo)來分析就業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系,這一方法是必須謹(jǐn)慎對待的。

    四、貿(mào)易模式對就業(yè)的影響

    加工貿(mào)易因其規(guī)模巨大、涉及就業(yè)人數(shù)眾多而在中國對外貿(mào)易中占有舉足輕重的地位。隨著中國經(jīng)濟實力和民族工業(yè)技術(shù)能力的不斷提升,加工貿(mào)易因其“兩頭在外”、利潤攤薄而面臨轉(zhuǎn)型升級的壓力。但不可回避的是,加工貿(mào)易對積累貿(mào)易盈余和解決低技術(shù)勞動就業(yè)有著突出的作用,尤其是其就業(yè)吸納效應(yīng)對解決中國當(dāng)前所面臨的就業(yè)問題更具現(xiàn)實意義。在國內(nèi)已有的文獻中,研究貿(mào)易模式對就業(yè)影響的文章較少,并且?guī)缀醵际且约庸べQ(mào)易為研究對象。王懷民認(rèn)為中國勞動力成本和商務(wù)成本的提高使得東南沿海地區(qū)的加工貿(mào)易逐漸失去比較優(yōu)勢,在外部需求因西方經(jīng)濟危機等影響而減少的背景下,加工貿(mào)易的發(fā)展愈加艱難,所以主張適時地促進加工貿(mào)易企業(yè)及其配套產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移,以進一步降低其成本。[19]喬晶、劉星對2000年~2008年的省際面板數(shù)據(jù)進行分析后認(rèn)為,加工貿(mào)易出口利用外部需求擴大市場帶動就業(yè),并且拉動了關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的就業(yè),但隨著中國加工貿(mào)易企業(yè)的技術(shù)升級與轉(zhuǎn)型升級,加工貿(mào)易出口對就業(yè)的拉動作用在減弱;加工貿(mào)易進口主要是指企業(yè)從發(fā)達國家進口先進的機械設(shè)備,這會引致勞動節(jié)約型技術(shù)進步,從而對就業(yè)造成沖擊,隨著我國技術(shù)消化能力的增強,這種負面影響在弱化。[20]童永霞對中國東、中、西部15個省市近年的加工貿(mào)易與就業(yè)數(shù)據(jù)進行了分析,結(jié)果顯示,西部的加工貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)最突出,貿(mào)易就業(yè)彈性為0.985,高于中部(0.92)和東部(0.96),其原因被推定為西部地區(qū)的加工貿(mào)易更加偏向于勞動密集型行業(yè),因而就業(yè)拉動效應(yīng)顯著。[21]

    五、貿(mào)易開放度對就業(yè)的影響

    用進出口貿(mào)易額指標(biāo)測算其給就業(yè)量帶來的影響,只能為判斷貿(mào)易流量對增加或減少就業(yè)提供依據(jù),卻不能直接說明開放貿(mào)易本身是否有利于解決就業(yè)。研究貿(mào)易開放度對就業(yè)的影響,是站在更加理性的角度,以就業(yè)為標(biāo)準(zhǔn)對自由貿(mào)易的優(yōu)劣進行價值判斷。國內(nèi)研究中涉及整體貿(mào)易開放度的測量時通常是用對外貿(mào)易依存度(可分解為出口貿(mào)易依存度和進口貿(mào)易依存度)指標(biāo)來實現(xiàn)的,而在涉及某一產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易開放度的測量時,一般是采用出口導(dǎo)向和進口滲透兩個指標(biāo)來實現(xiàn),這些指標(biāo)的構(gòu)建方式?jīng)]有本質(zhì)區(qū)別。胡紹玲、劉旭對中國32個工業(yè)行業(yè)1998年~2003年的數(shù)據(jù)進行了分析,結(jié)果顯示,出口每增加1%,可以拉動就業(yè)增加0.19%,而進口滲透對就業(yè)的影響不顯著。[22]許統(tǒng)生、涂遠芬對1995年~2006年的省際數(shù)據(jù)進行了分析,認(rèn)為貿(mào)易開放度的提高在總體上對就業(yè)有拉動作用,中部地區(qū)出口開放度拉動就業(yè)的效果(出口貿(mào)易依存度每增加1%,就業(yè)將增加0.7028%)高于西部和東部,而進口貿(mào)易開放度對就業(yè)的沖擊以東部地區(qū)為最強(進口貿(mào)易依存度每增加1%,就業(yè)將減少0.816%),其原因被認(rèn)為是東西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)能力的差距造成貿(mào)易對就業(yè)效應(yīng)的差異。[23]余官勝、馬穎對1978年~2005年的省際面板數(shù)據(jù)進行了檢驗,認(rèn)為貿(mào)易開放對就業(yè)主要是通過要素稟賦對就業(yè)產(chǎn)生間接影響,如果區(qū)域人均資本量較高,貿(mào)易開放會減少就業(yè),否則貿(mào)易開放可能會增加就業(yè)。[24]

進口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文第5篇

出口快速回升，貿(mào)易順差維持高位。從11月份當(dāng)月的進出口數(shù)據(jù)來看，進出口總值名義同比增速在本年度內(nèi)實現(xiàn)了首次轉(zhuǎn)正，出口同比增速降幅較上月大幅收窄，進口同比增速轉(zhuǎn)正且超過了20％。當(dāng)然，今年11月共有21個工作日，而去年是20個工作日，這部分地放大了當(dāng)月的進出口增速，但即便是扣除工作日因素，進出口仍有明顯回升。從數(shù)據(jù)上看，進口回升力度很大，但值得注意的是，去年11月是進口大幅下滑的轉(zhuǎn)折點，月度進口額從去年10月的931億美元下滑到11月的749億美元，因此，本月進口同比增速的回升更多地是因為基數(shù)較低引起。本月的貿(mào)易順差與我們的預(yù)期基本一致，在200億美元附近。從貿(mào)易順差保持較高位置來看，我們也可以判斷出，出口回暖速度趨勢是快于進口回升的，在此，我們?nèi)耘f維持前期的觀點，出口仍將繼續(xù)回升，且回升速度大于進口。

一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易出口均有較快回升。從貿(mào)易方式的細分?jǐn)?shù)據(jù)來看，一般貿(mào)易和加工貿(mào)易出口的回升速度都很快，其中，一般貿(mào)易出口增速降幅環(huán)比收窄了13.2個百分點，加工貿(mào)易則收窄12.5個百分點。加工貿(mào)易出口增速上升較快與前期加工貿(mào)易進口回升有一定關(guān)系，基本原因是國際貿(mào)易的回暖，而本月一般貿(mào)易增速上升則對出口回暖起到了重要作用。一般貿(mào)易和加工貿(mào)易進口增速同比環(huán)比都有較大回升，但這與去年同期和今年上期基數(shù)低密切相關(guān)，因此不能就此判斷進口形勢。

與歐盟、日本雙邊貿(mào)易環(huán)比回升。11月份我國與歐盟雙邊貿(mào)易338.6億美元，較10月份環(huán)比上升4.6％，與日本雙邊貿(mào)易210.3億美元，環(huán)比回升了4.5％。

家具及其零件出口回升較快。11月，家具及其零件出口回升較快，環(huán)比較10月份回升了17.8個百分點，手持電話機及其零件、集成電路環(huán)比均回升了5％以上。進口中，銅與銅材的進口數(shù)量和價格均有上漲。

我們維持先前的判斷，出口繼續(xù)回暖的趨勢將在未來一段時間保持不變，不過，趨勢不變并不代表回暖是直線向上的，因為世界經(jīng)濟復(fù)蘇的過程可能還存在波折：

1　美國經(jīng)濟目前總體上復(fù)蘇情況比較好。首先，美國消費回升明顯。美國商務(wù)部公布的數(shù)據(jù)顯示，11月份的零售額上升了1.3％，升幅接近預(yù)期水平的兩倍，另外，汽車消費也保持了連續(xù)的正增長，12月的消費者信心指數(shù)也有所上升；其次，成屋銷售數(shù)據(jù)表現(xiàn)良好，10月份，美國銷售量環(huán)比增加10.1％，遠超經(jīng)濟學(xué)家的預(yù)期，創(chuàng)下兩年半以來的最大增幅，預(yù)示著美國房地產(chǎn)可能正處于拐點，第三，美國失業(yè)狀況有所好轉(zhuǎn)，首次申請失業(yè)救濟金人數(shù)連續(xù)下降。因此，從美國近期數(shù)據(jù)來看，總體表現(xiàn)較好。

2　歐洲經(jīng)濟近期表現(xiàn)出復(fù)蘇過程的復(fù)雜性。歐元區(qū)第三季度地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.4％，第二季度下降0.2％，這是歐元區(qū)經(jīng)濟自2008年第一季度以來首次較上季度實現(xiàn)增長，但是復(fù)蘇主要依靠政府的經(jīng)濟刺激計劃和填補庫存，復(fù)蘇道路并不平坦。這點從歐洲主要經(jīng)濟體的工業(yè)產(chǎn)值下降中得到體現(xiàn)：英國制造業(yè)產(chǎn)值和德國的工業(yè)產(chǎn)值同比繼續(xù)下滑，環(huán)比也沒有增長，這些重要的經(jīng)濟數(shù)據(jù)顯示出歐洲經(jīng)濟恢復(fù)不是一蹴而就的。