[关键词]FDI；原油进口；国际贸易
[中图分类号]F74[文献标识码]A[文章编号]
2095-3283（2013）03-0018-03
作者简介：郜志雄（1967-），男，宁波工程学院经济与管理学院，博士，硕士生导师，研究方向：跨国公司与外国直接投资；郭（1970-），男，宁波工程学院理学院，博士，研究方向：国际金融与投资；李秀娥（1983-），女，山东人，对外经济贸易大学国际经济贸易学院博士候选人，英国利兹大学访问学生，研究方向：跨国公司与外国直接投资。
基金项目：宁波工程学院校级科研项目和教育部人文社会科学重点研究基地2009年度重大项目（2009JJD790006）的阶段性研究成果。
一、前言
自1993年成为石油净进口国以来，中国石油对外依存度逐年提高，1993年仅为71%，2011年达到565%，这意味着中国一半以上的石油消费量来自国外。获取海外原油需要国家进行能源外交，需凭借一个国家的软实力来实现，但原油获取的根本渠道和最终实现形式是对产油国的直接投资或与产油国实现双边或多边经贸合作。“十二五”期间，中国海外投资的实际功效不仅要讲企业的实际经营效益，还要把进口中国所需资源和扩大中国海外市场作为战略目标（裴长洪，2011）。为了研究近年来中国的对外直接投资（OFDI）以及双边贸易对中国原油进口量产生的影响，本文选取2003―2010年中国对24个主要进口原油来源国的OFDI流量、OFDI存量、进出口贸易联系和原油进口量作为研究变量，实证检验中国OFDI、进出口贸易对原油进口的影响。首先，计算中国与这24个国家的货物进口贸易结合度、出口贸易结合度，并检验各变量的平稳性。其次，运用面板数据的变截距模型和变系数模型，分析FDI存量、贸易结合度对原油进口量的静态影响以及FDI流量、贸易结合度对原油进口量的静态影响；其后，建立VAR模型，检验FDI流量、FDI存量、贸易结合度和原油进口量的滞后期对当期原油进口量的动态影响。
二、数据来源与双边贸易结合度的计算
1数据来源
2003―2010年中国原油进口量（JK）的数据来自《国际石油经济》。中国在24个主要原油进口国的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的数据来自商务部、统计局和外汇管理局联合的《2010年度中国对外直接投资统计公报》（2011）。2003―2008年中国与24国的双边贸易额数据来自IMF主编的DirectionofTradeStatisticsYearbook（2005―2009）；2009年和2010年的数据来自《国际贸易》（其中伊拉克的数据来自UNcomtrade；其他数据来自WTO数据库）。
对上述的原油进口量、FDI流量和FDI存量取对数，即这3个变量为Lflow、Lstock和Ljk。
2进口、出口贸易结合度的计算
本文选取贸易结合度指数表示中国与24个原油进口国之间的贸易联系。贸易结合度指数最早是由经济学家布朗提出，后经小岛清、德拉斯戴尔和山泽逸平等学者完善，它是指一经济体对某一个贸易伙伴的出口（进口）占该经济体出口（进口）总额的比重与该贸易伙伴进口（出口）总额占世界进口（出口）总额的比重之比，该比值反映了两经济体贸易相互依存的程度。贸易结合度以1为平均值，数值越大，两经济体的贸易联系越紧密；数值越小则贸易联系越松散。
按照贸易结合度的计算公式，可计算出中国对24个主要进口原油来源国的货物出口结合度（ETCD）和进口结合度（ITCD）。
三、中国OFDI、双边贸易对原油进口量影响的实证分析
1变量的平稳性检验
时间序列或面板数据的平稳性通常通过单位根检验来判断。对于面板数据单位根的检验，LevinandLin（1993）、Imetal（1997）和Breitung（2000）分别提出LLC法、IPS法和Breitung法，MaddalaandWu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC、Breitung的原假设是各截面序列具有一个相同的单位根，IPS、ADF和PP检验的原假设是假定各截面序列具有不同的单位根过程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher和PP-Fisher5种方法对面板数据的单位根进行检验，当检验结果不一致时，若前两种检验、后三种检验结果中各有一个拒绝原假设，本文即认为被检验序列为平稳序列。据此，运用Eviews60软件检验，可以判定：在5%的显著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平稳序列（见表1）。
2FDI存量、双边贸易关系对进口量的静态影响
把Lstock、ETCD、ITCD作为自变量，Ljk为因变量，建立计量经济学模型检验中国OFDI存量、货物进口结合度和货物出口结合度对原油进口量的影响。利用Eviews60对上述模型进行Hausman检验，回归结果拒绝原假设，应选择固定效应模型。固定效应模型包括变截距模型和变系数模型。通过变截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD对原油进口量的影响情况，运用变系数模型来讨论国别之间影响的差异。
变截距模型的回归结果表明：在1%显著水平下，中国的OFDI存量对原油进口量的影响效果显著；10%显著水平下，出口贸易紧密程度与原油进口量是负相关，影响显著；进口贸易结合度的影响则不显著（见表2）。
变系数模型的回归结果显示：在1%显著水平下，中国在哈萨克斯坦、巴西和马来西亚的FDI存量对原油进口量的影响显著，中国与利比亚、伊拉克、澳大利亚和尼日利亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著，中国与科威特和马来西亚进口贸易联系对原油进口有显著影响；在5%显著水平下，中国在澳大利亚、阿尔及利亚的FDI存量对原油进口量的影响显著，中国与巴西、马来西亚出口贸易联系对原油进口量的影响显著，中国与阿尔及利亚进口贸易联系对原油进口量有显著影响；在10%显著水平下，中国在安哥拉、委内瑞拉、尼日利亚的FDI存量对原油进口量的影响也非常显著，中国与越南的出口贸易联系对原油进口量有显著影响，中国与哈萨克斯坦进口贸易联系对原油进口有显著影响，在其余国家的FDI存量对原油进口的影响不显著。其中，在马来西亚与尼日利亚的FDI存量与原油进口量之间呈负相关，巴西、利比亚、澳大利亚的出口贸易联系与原油进口量之间显著负相关（见表3）。
对上述变截距模型和变系数模型的回归残差进行面板数据的单位根检验，结果表明残差序列是平稳数列，回归中不存在“伪回归”现象（见表3）。
3FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的静态影响
以原油进口量为因变量，FDI流量、出口结合度和进口结合度为解释变量分别建立固定效应变截距模型和变系数模型。变截距模型的检验结果表明，在1%、5%的显著水平下，FDI流量、出口贸易联系对原油进口量有显著影响，但出口贸易联系与进口量之间负相关（见表4）。
变系数模型的实证检验结果表明，5%显著水平下，在哈萨克斯坦和巴西的FDI流量对原油进口量的影响显著，中国与利比亚和澳大利亚的出口贸易联系对原油进口量有显著负向影响，中国与马来西亚、阿尔及利亚的进口贸易联系对原油进口量有显著影响；10%显著水平下，在越南的FDI流量对原油进口量呈负向关系，统计结果显著。回归后对残差进行面板数据的单位根检验，结果表明残差序列是平稳数列，回归中不存在“伪回归”。
4FDI流量、双边贸易关系对原油进口量的动态影响
分别以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD为内生变量，建立两个向量自回归模型（VAR模型）。根据AIC准则，将模型的滞后阶数P确定为1。回归结果表明，原油进口量的滞后一期对当期原油进口量有正向影响且显著，FDI存量滞后一期、FDI流量的滞后一期对当期原油进口量有负向显著影响，而进口结合度和出口结合度的滞后期对当期原油进口量影响不显著。
四、结论与建议
从静态角度看，2003年以来，中国的OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响作用存在明显差异。总体看，中国的OFDI流量和存量在一定程度上对中国原油的进口有显著的促进作用，中国与进口原油来源国的出口贸易联系对原油进口没有明显促进作用，而进口贸易联系的影响不显著。就国别而言，中国OFDI、双边贸易联系对原油进口的影响效果不同，可分为七种：FDI流量与存量双促进作用（如哈萨克斯坦、巴西）、FDI存量促进作用（如安哥拉、委内瑞拉、澳大利亚和阿尔及利亚）、双边贸易促进作用（如马来西亚）、进口贸易促进作用（如阿尔及利亚）、贸易阻碍作用（如澳大利亚、利比亚）、贸易影响模糊（如哈萨克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亚和越南）和没有影响（其余国家）。从动态影响效果看，原油进口量主要是前期产生的，前期FDI存量与流量对原油进口没有促进作用，前期货物贸易联系的影响甚微。
基于FDI、双边贸易关系对原油进口量的不同影响效果，从投资角度来看，中国应进一步发挥FDI的促进作用，加大对原油生产国的投资以稳固原油进口量。据统计，2011年中国OFDI流量的627%流向中国香港、英属维尔京群岛和开曼群岛，而流向苏丹的仅占12%。因此，中国需要通过发放优惠贷款等措施引导中国企业增大在产油国的投资，既可以促进中国原油的进口，也可把过剩的外汇储备转变为石油资源。从贸易角度而言，一要巩固与扩大原油的进口量，二是基于与产油国货物贸易的现状，调整国别间的贸易发展方式，逐步优化商品贸易结构。
[参考文献]
[1]IvarKolstad，ArneWiigWhatdeterminesChineseoutwardFDI？[J]JournalofWorldBusiness，2010（10）
关键词：安徽省出口贸易；PMI指数；对外贸易依存度；TC指数；回归分析
一、安徽省出口贸易总体发展的情况
从安徽省对外贸易的发展阶段来看，90年代中后期，对外贸易开始发展起来，1996年出口总额为148.68亿元，1997年出口总额为166.24亿元，1998年出口总额为166.83亿元，平均增长速度为3.91%，但到了1999年，由于1998年7月份发生长江特大洪水，出口总额骤降至138.78亿元，过了1999年这个分水岭，出口贸易又进入一个新的增长阶段，2000年-2010年，出口贸易总额基本实现年年增长的趋势，但由于2008年的金融危机的影响，2009年的出口贸易受到冲击，出口总额下降至607.09亿元，其他年份出口总额都是逐年增长，2000年，出口贸易总额179.81亿元，到了2010年，出口贸易总额达840.29亿元，平均增长速度为15.05%，到了2011年，安徽省出口贸易总额首次突破千亿，达到1103.41亿元，2015年出口总额为2150.31亿元，平均增长速度达14.28%，相比上一个阶段增速有所下降，但符合主席在2013年提出对的经济“新常态”的概念，经济发展将由高速增长转向中高速增长。
二、影响安徽省出口贸易发展的因素分析
1.基本因素
GDP因素。国民生产总值，反映着一国或地区宏观的经济环境，对经济体的方方面面的发展都起着基础性作用，出口贸易能否很好的进行也会依赖于整体的经济环境，一个良好的宏观经济环境不仅具备为出口贸易提供物质基础，更重要的还会提供更好的技术环境、服务环境，创造更多的需求。
汇率因素。汇率主要涉及国际贸易往来的支付问题，所以，如果要研究一国或地区的出口贸易，汇率也是一个基本的影响因素，汇率对出口贸易的影响不仅体现在国际支付上，更重要的是汇率的变动直接影响着一国货币的币值，人民币对美元的汇率越高，人民币相对于美元来就是贬值的，反之。而一般来说，本币贬值是有利于出口的。
2.指数因素
PMI指数。PMI指数是生产者购进价格指数，主要反映工业企业作为中间投入产品的购进价格的变化趋势和变动幅度，显然，该指数能够反映工业企业生产产品的原材料成本，是影响出口贸易的一个反指标，PMI指数越大，表明企业原材料成本越高，产品价格越高，产品出口不利，反之。
对外贸易依存度指数。多外贸易依存度，反映一国对国际市场的依赖程度，是衡量一国或地区对外开放程度的重要指标。很明显，该指数越大，表明一国或地区对外开放程度越高，对外的依赖度越大，是一项研究出口贸易的有利因素。
TC指数。贸易竞争力指数，是指一国净出口贸易额占其进出口贸易总额的比重，指数越接近于1竞争力越大，等于1时表示该产业只出口不进口；指数越接近于-1竞争力越弱，等于-1时表示该产业只进口不出口；等于0时表示该产业竞争力处于中间水平。同样，该指数对一国或地区的出口贸易有很大的影响。
三、基于大三指数的回归分析
1.回归分析内容
本文将采用多元回归的方法，以安徽省的GDP、汇率、PMI指数、对外依存度指数和TC指数为解释变量，安徽省出口贸易总额为被解释变量，并且选取各个变量20年的数据来研究安徽省出口贸易发展的影响因素。
2.数据收集与整理
通过以上的分析，本人收集了1996年-2015年人民币的汇率数据，安徽省的GDP数据、进出口贸易额数据、出口贸易总额数据、进口贸易总额数据和PMI指数，并且计算得出了对外贸易依存度指数和TC指数，如下所示：
3.模型的建立与预测
（1）建立模型
首先，令被解释变量出口贸易总额为Y，解释变量国内生产总值GDP为X1、汇率为X2、PMI指数为X3、对外贸易依存度为X4、TC指数为X5，然后以这六组数据构建多元回归模型，其中β0是常数项，β1、β2、β3、β4、β5是各影响因素的弹性系数，ui是随机误差项，代表影响出口贸易总额的其他因素。
（2）OLS估计
用OLS法估计模型的参数，利用Eviews软件计算，回归结果如下：
所以，可得到如下模型：
由回归结果可以看出，拟合优度系数R^2及F值都很显著，有99.75%的预测可以用这个模型来进行，但是有些解释变量系数的t值比较小，没通过t值的显著性检验，所以要进一步对模型进行检验修正。
（3）模型的修正
①多重共线性检验及修正
通过以上的回归结果可知，所得到的回归参数的估计值有时候很不稳定，回归模型很可能存在着多重共线性，通过简单相关系数检验法检验结果如下：
此时，R2、F的值很大，表明修正过多重共线性的模型的拟合程度依然很好，安徽省出口贸易的发展有99.6%的预测可由安徽省的GDP、汇率、对外贸易依存度和TC指数来解释，且解释变量之间没有相关性。
②异方差的检验与修正
此外，其他影响安徽省出口贸易发展的因素可能会随着以上4个影响因素观测值的变化而对安徽省的出口贸易产生不同的影响，随机误差项u的方差相异，所以，需要进一步对上述多元线性回归模型进行异方差的检验和修正。本文将通过White检验法对原模型进行异方差的检验，得到如下结果：
由图示结果可知，在给定显著水平α=0.05下，临界值，显然，，所以，原模型不存在异方差。
③自相关的检验与修正
为了使上述回归模型能够准确科学地解释1996年-2015年安徽省出口贸易发展的影响因素，还需要对回归模型进行自相关的检验，本文将通过Breusch-Godfrey检验法进行模型的自相关检验，并得到如下的结果：
型为，表明安徽省的出口贸易的主要影响因素是安徽省GDP、汇率、对外贸易依存度指数和TC指数，具体表现为安徽省GDP每增长1亿元，安徽省出口贸易额增长1022万元，汇率水平每提高一个单位，出口贸易额增长231.6508亿元，对外贸易依存度每提高一个百分点，出口贸易额增长33348万元，TC指数每增长一个百分点，出口贸易额增长813.7085亿元。
四、结论分析及对策建议
1.回归结论分析
根据以上最终回归模型可知安徽省的GDP、汇率、对外贸易依存度和TC指数对安徽省的出口贸易产生了主要的影响，相关原因如下：
（1）改革开放后，安徽省加大了固定资产的投资力度，政府支出结构在不断优化，基本建设支出、科教文化支出、农业支出等支出范围在不断扩大，额度也在不断增大，国民经济实现了高增长，使安徽省的出口贸易有了雄厚的物质基础，并且由于经济飞速发展提高了居民的收入水平，创造了更多的需求，根据需求相似理论，使安徽省产生了与国外相似的需求，这样又为安徽省发展出口贸易打下了产品需求基础，所以安徽省GDP是影响安徽省出口贸易的一个基础因素。
（2）2005年后，人民币对于美元汇率开始低于8，并且逐渐发展到了6左右，由于进入21世纪后中国经济逐渐实现了腾飞，国际地位不断提高，人民币作为经济实力的代表必然实现升值，但这并不意味着出口贸易一定会下降，因为从全球看来，尤其是相对于美元来说并不是升值的，而且从2015年的数据看来人民币相对于美元来说是贬值，美国作为中国主要出口大国之一，这是有利于中国的出口贸易的发展的，同样，安徽省作为人口大省，劳动力丰富且劳动力成本低，劳动密集型产品的出口在国际市场上很有竞争力，再加上人民币一直处于相对贬值的地位更是有助于出口贸易的发展。因此，汇率也是影响安徽省出口贸易发展的一大基本因素。
（3）改革开放以后，我国大部分地区都抓住这个机遇发展经济，国家也一直鼓励出口创汇，安徽省也开始开展出口贸易，并且随着国家开放程度的提高，从国外进口的原材料更便宜，安徽省的加工贸易兴起，目前已经超过一般贸易，达到80%的水平，成为安徽省的主要的出口贸易类型，可见对外贸易依存度在随着经济的发展不断地提高，反之，对外贸易依存度的不断推动安徽省加工出口贸易在不断增多，所以，对外贸易依存的对安徽省的出口贸易的发展有很大的影响。
（4）近20年的发展，安徽省出口贸易产品已经逐渐从最初的初级产品转变成为了工业制成品，逐渐走出了从价值链的低端，并且安徽省机电等高新产品企业经营主体在不嗬螅高新产品的出口数量在不断增大，国际市场也在趋于多元化，这些都表明安徽省的出口贸易的竞争力在不断增强，很明显对出口贸易有很大的拉动作用。
2.基于回归分析的对策建议
从上述多元回归模型的结论分析中可以发现，安徽省20年来出口贸易总额整体上处于增长的态势，而影响安徽省的出口贸易发展的因素主要是安徽省的GDP、汇率、对外贸易依存度和贸易竞争力，所以，未来想进一步促进安徽省出口贸易的发展还必须以这四个因素为着眼点，对于安徽省经济的发展，可以加快转变经济发展方式，优化经济结构，促进经济增长，走经济“新常态”的发展道路，同时要进一步加大技术开发力度，重视人才培养机制，鼓励创新激励制度，以此提高产品的技术含量，增强对外竞争力，此外，鼓励外商直接投资，提高实际外商投资的利用率，充分利用“一带一路”的国家战略，优化对外贸易的地理结构，实现多元化的对外贸易市场，不仅可以进一步增强对外贸易的依存度，还可以更好地掌握对外贸易的主动权，从而促进出口贸易的发展。
参考文献：
[1]吕希玉.影响昆山出口贸易发展的因素分析[D].上海：华东师范大学，2014.
关键词：产业内贸易；汽车贸易；产品差异化；下垂直产业内贸易
中图分类号：F752.6文献标识码：A文章编号：1003-3890（2011）09-0034-05
一、问题的提出
伴随着中国经济的高速增长，中国汽车业发展迅速，2010年中国汽车产销量创新高，产销量均超过1800万辆，稳居全球产销第一。同时中国汽车对外贸易也快速发展，根据联合国商品贸易数据库HS编码①第87章（车辆及其零件、附件，但铁道及电车道车辆除外）15种汽车产品的贸易数据，中国汽车产品进出口额由2000年的81.49亿美元增加到2010年的878.95亿美元，年平均增速为26.85%。美国是中国的三大汽车贸易国之一，2010年中美汽车贸易额占中国汽车总贸易额的13.18%，而且美国一直是中国汽车第一大出口国。近年来，中美汽车产业内贸易发展较快。产业内贸易是指在一段时间内，一国或地区对于同一产业产品既进口又出口的现象。产业内贸易理论起源于对发达国家之间相似产品贸易的研究，Harrylyshyn和Civan（1983）研究发现，工业化国家的产业内贸易水平高于发展中国家，而新兴工业化国家的产业内贸易水平又高于非新兴工业化国家。随着以新兴工业化国家为主的发展中国家的产业内贸易比重越来越大，产业内贸易水平越来越成为对外贸易竞争力及产业国际竞争力的一项重要指标。目前，产业内贸易的研究已颇多，但是针对中美汽车产业内贸易的研究却较少。胡佩尔等（2007）测定了1992―2005年中国汽车产品产业内贸易的类型，结果表明中国汽车贸易以垂直型产业内贸易为主，出口单价低于进口单价，开展汽车贸易的主要动因表现为成本优势和品质劣势。沈玉良等（2007）考察了中美汽车零部件产业内贸易的发展程度，并从中选取了市场结构、产品多样化、中美汽车贸易总额和中美汽车工业总产值四个因素来分析对中美汽车零部件产业内贸易的影响。王梦婷等（2010）通过中美汽车产业内贸易各类指标的估算，实证认为中美汽车产业内贸易水平较低，存在品质差异。
二、中美汽车产业内贸易发展程度估算
对于产业内贸易发展水平的测算方法有很多，比较传统的、具有代表性的、也是使用比较多的就是Grubel和Lloyd（1975）提出的GL指数，其计算公式如下：
IITi=1-｜Xi-Mi｜/（Xi+Mi）（1）
式中，IITi表示某国特定产业i的产业内贸易指数，Xi、Mi分别表示该国i产业的出口额和进口额。IITi的取值为0~1，该指数越大，该国的此特定产业的产业内贸易水平就越高。若该指数大于0.5，则表明产业内贸易占优势；反之，则表明产业间贸易占优势。
根据公式（1），计算2000―2010年中美汽车产业内贸易指数，结果如表1所示。
由表1可知，中美汽车产业内贸易指数有提高的趋势，由产业间贸易向产业内贸易转变。但是，用两位数的HS编码来估算产业内贸易指数，扩大了同类产品的范围，所估算的产业内贸易指数偏高。国外学者对产业内贸易指数的传统估算，通常是以SITC②三位数或HS四位数贸易数据为基础来计算产业内贸易指数，修正的产业内贸易指数计算公式为：
IIT′=∑WiIITi（2）
式中，Wi表示子产品i的贸易权重，即（Xi+Mi）/（X+M）；其他字母含义同上。
本文利用HS编码第87章下四位数的15种汽车产品的贸易数据计算的中美各类汽车产品的产业内贸易指数，结果如表2所示。
由表2可知，8701、8707、8709类产品大部分年份的GL指数较大，呈现较高的产业内贸易水平。8702、8703、8704类产品在少部分年份呈现较高的产业内贸易水平，但近两年，随着出口受世界经济的影响而下降，进口却不断增长，这三类产品的产业内贸易降到较低的水平。其余产品的产业内贸易水平均较低，产业间贸易比重较高，如8706、8711至8715类产品的GL指数在大部分年份都接近于0，几乎表现为完全的产业间贸易模式。
利用公式（2）估算中美汽车产业内贸易指数，修正后的中美汽车产业内贸易指数如表3所示。
由表3可知，中美汽车产业贸易指数都比修正前的要低，这十年间，中美汽车产业内贸易指数最高仅为0.21，这表明中美汽车贸易中产业内贸易程度很低。
三、中美汽车产业内贸易特征分析
（一）中美汽车产业内贸易水平较低
根据Greenaway和Milner（1995）提出划分标准，产业内贸易可分为水平产业内贸易（HIIT）和垂直产业内贸易（VIIT）。假定Px为贸易产品的出口单价，Pm为进口单价，α为系数，一般为0.15或0.25。若1-α≤Px/Pm≤1+α，则属于水平产业内贸易（HIIT）；若Px/Pm＜1-α或Px/Pm＞1+α，则属于垂直产业内贸易（VIIT）。GiuseppeCeli（1999）又对垂直产业内贸易进行进一步细分，Px/Pm＞1+α，则出口产品的质量高于进口产品质量，该产品处于垂直产业内分工的高端，表现为上垂直产业内贸易（UP-VIIT）；若Px/Pm＜1-α，说明产品的出口质量低于进口质量，该产品处于垂直产业内分工的低端，表现为下垂直产业内贸易（DN-VIIT）。
根据2000―2010年中国对美国15类汽车产品的贸易数据，计算出口单价与进口单价的比值，并假定贸易类型判定标准中的α系数为0.25，则中美汽车产品的贸易类型如表4所示。
由表4可知，8701类产品比较稳定地表现为下垂直型产业内贸易；8702类产品在2006年到2008年间表现为上垂直型产业内贸易，说明此类产品在逐渐缩小与美国的差距；8703和8704类产品在大部分年份都以产业间贸易为主，少部分年份表现为下垂直型产业内贸易；而8707和8709类产品大部分年份都表现为下垂直型产业内贸易模式。
可见，在中美15类汽车产品中只有6类呈现产业内贸易模式，而且这6类产品基本上都表现为下垂直型产业内贸易。同时这6类产品的进出口额尽管在逐年增长，但是占中美汽车贸易总额的比重仍较低，2010年也只有32.25%。这进一步说明中美汽车产业内贸易水平较低，有很大的提升空间。
（二）中国汽车产品质量与发达汽车贸易大国存在较大的差距
在中美呈产业内贸易的6类汽车产品中，8703类产品的进出口额占绝对高的比重（2010年为88.50%），是2005年以来中国对美国的第二大贸易产品，进口额的比重逐年攀升，现已成为中国从美国进口的最主要产品（2010年进口额所占比重为74.12%），出口额比重一直处于很低的水平，最高也没有达到5%。这类产品只有在2004~2006年由于逆差的比重缩小而呈现产业内贸易模式，之后随着进口额的快速增长，逆差规模不断扩大，又表现出产业间贸易模式。
产品质量差异性是影响产业内贸易的重要因素，理论上一般借助产品的出口与进口的单价比来表示质量差异，单价也反映了一国的获利水平。由于加拿大和日本是美国的两大主要汽车贸易伙伴国，因此本文选取了加拿大和日本对美汽车贸易与中国对美汽车贸易进行比较，其结果如表5所示。
从出口方面来看，尽管从2000―2010年中国出口到美国的8703类产品的出口单价在不断提高，但仍仅有日本和加拿大出口单价的4%左右；出口数量高速增长，2007年达到最高数量值545423辆，是2000年的116倍，但仍只有日本和加拿大出口数量的1/4左右，2009年受金融危机的影响，中国出口数量下降的幅度较日本和加拿大而言是最大的（76%）。这种单价和数量上的双重差异充分说明中国乘用车在美国市场上的竞争力较弱，与日本和加拿大相比存在较大的品质差异。从进口方面来看，中国8703类产品从美国的进口单价是最高的，但高于其他两国进口单价的幅度不大；进口数量也增长迅速，近年来高于日本的进口数量但仍低于加拿大的进口数量。从出口与进口单价比方面来看，中国一直处在小于0.1的水平，而日本和加拿大的出口与进口单价比一直在1左右的水平，这进一步揭示了中国与其他发达汽车大国之间存在的技术、品质差异。
中美其他5类汽车产业内贸易产品的贸易额所占比重虽然只有10%左右，但其大部分是汽车整车，属于高资本、技术密集型产业，对其进出口单价的比较分析同样具有重要意义。本文列举了2005年、2007年和2010年中国、日本和加拿大对美进出口贸易的单价，如表6所示。
由表6可知，中国这5类产品对美出口单价均小于日本和加拿大对美国出口单价，而进口单价却高于其他两国的进口单价。从单价比来看，中国只有8702类产品处于大于1的水平，产品品质在不断增强，但仍小于日本和加拿大的水平，与汽车发达国家相比仍有一定的差距。中国8701、8704、8707、8709类产品对美国出口与进口单价比远小于1，也都小于日本和加拿大的单价比，尤其是8704类产品（货运机动车辆）的单价比接近于0。这也进一步表明了中国汽车产品质量与发达汽车贸易大国存在较大的差距。
总体上看，中国不是美国这5类产品的主要贸易国，除8709类产品外，其他产品的贸易数量都较少，同时这几类产品的进出口额占中美汽车贸易的总进出口额的比重是最少的几类，说明中国在资本、技术密集型更高的汽车产业的贸易竞争力的不足。但从中国这5类产品的出口额比重都小于进口额比重上看，表明中国在不断向汽车强国引进先进的汽车产品与技术。
（三）中国汽车产业内贸易总体上比美国低
两国的汽车产业内贸易水平在不断提高，中国由HS编码两位数计算的产业内贸易指数比美国高，2010年中国和美国分别0.99和0.71，如表7所示。通过HS编码四位数计算修正后，中国的产业内贸易水平指数下降近一半，而美国在修正前后变化不大。这说明中国呈现产业内贸易的产品并不是主要贸易产品，而美国的主要贸易产品8703类（占55%）的产业内贸易水平不断增强，产业内贸易占优势；8704类（占10%）和8708类产品（占25%）都具有较高的产业内贸易水平，均在0.9左右。
从各类汽车产品来看，美国只有8706、8712、8713、8715类产品不具有产业内贸易模式，而这四类产品都是资本、技术密集性较低的产品，其余具有高资本、高技术密集性的整车产品都具有较高的产业内贸易水平。中国除8706和8708类产品的产业内贸易水平比美国高、8705与8709类产品与美国差距不大外，其余汽车产品的产业内贸易水平都与美国有较大差距，而且这四类产品以汽车的零附件为主。可见，中国汽车业内贸易水平与美国相比存在较大的差距。
四、研究结论及启示
1.近年来，中国汽车产业内贸易水平总体上在不断提高，2009年中国汽车产业内贸易指数为0.51，产业内贸易已略超过产业间贸易，但是产业内贸易水平仍低于美国。中美汽车产业内贸易发展也较快，但修正的中美产业内贸易指数较低，最高仅为0.21，表现出较低的产业内贸易水平，贸易模式仍以产业间为主。中美汽车产品中呈现产业内贸易模式的以整车为主，属于资本、技术要求相对更高的行业，但其进出口额占中美汽车总进出口额的比重较低，并且以低端垂直型产业内贸易为主。而占中美汽车进出口额比重较大（50%左右）的机动车辆的零附件（8708类产品）的产业内贸易水平却较低，产业内贸易指数仅在0.2左右。
2.中美汽车产业内贸易产品的平均出口单价较低，平均进口单价较高。总体上，中美汽车产业内贸易产品的出口单价远小于日本和加拿大对美国的出口单价，而进口单价又高于两国向美国的进口单价。中国这6类产品与美贸易的单价比（出口/进口），除8702类产品外，都远小于1，而且都小于日本、加拿大与美贸易的单价比。这进一步说明，与发达汽车贸易大国相比，中国这几类汽车产品处于品质劣势。
3.实证分析表明，中国对美国仍倾向于出口劳动密集型的汽车零部件产品（如8708类），进口资本、技术密集型的汽车整车产品（如8703类）。由于研发投入较少、研发能力较弱，中国向美国出口的产品技术含量较低，因而产品的附加值也较低，中国以价格比较优势来取得市场，但是与发达汽车贸易大国相比却存在品质劣势，这制约了中国汽车国际竞争力及获利水平的提高。因此，中国政府应引导汽车企业增大技术投入，引进国际领先技术，加强技术创新与产品开发，提高汽车产品的科技含量和附加值，向高端零部件业及整车业发展，并通过跨国、跨区域并购以及生产布局的调整等方式提高产业集中度和规模经济效应，促进产业结构优化升级，提升自主品牌的市场竞争能力，促进中国汽车产业内贸易更好发展。
注释：
①HS编码为编码协调制度的简称，由国际海关理事会制定，英文名称为TheHarmonizationCodeSystem（HS-Code）。
②《国际贸易标准分类》（StandardInternationalTradeClassification，SITC）。
参考文献：
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AnEmpiricalAnalysisonSino-USAutomobileIntra-IndustryTrade
ZhangJianmei,LiXiaozhong
（BusinessSchool,JiangnanUniversity,Wuxi214122,China）
随着经济的发展,我国在逐步融入全球化的进程中。进出口贸易总额占GDP的比例由1990年的30%一度增长到2006年的65%,随后稍有下降,2010年约为49%;同时年度贸易顺差额也迅速增长,2008年达到最高点2981.3亿美元,自2005年以来,年平均增长率50%左右;金融危机后,我国的进出口贸易额双双下滑,顺差收窄,2009年为1956亿美元,2010年1815亿美元①。但是,这与一些发达国家巨额的贸易赤字仍旧形成了鲜明的对比。全球贸易的不平衡成为金融危机后亟待解决的问题之一。我国作为典型的贸易顺差国,人民币面临巨大的升值压力,有关其汇率和贸易问题的争论与研究再次成为政界和学术界的焦点之一。
二、文献回顾在贸易收支与汇率关系的研究中,Robinson[1]最早应用弹性分析法研究进出口的供求弹性。弹性分析法在Lerner[2]
等研究下得出了以数学表达的马歇尔—勒纳条件,即进出口弹性之和大于1,本币贬值将改善贸易收支,弹性之和小于1,本币贬值会恶化贸易收支。考虑到汇率变动对贸易影响的时滞性,Mag-gee[3]发现了短期内本币贬值可能恶化贸易收支,于是J曲线效应由此而诞生。随后,大量的研究主要围绕马歇尔—勒纳条件和J曲线的验证。在比较近期的文献中,Wilson[4]采用不完全替代模型实证分析了新加坡、韩国、马来西亚与美日之间的贸易余额和真实汇率之间的关系,结果发现只有韩国的贸易与汇率关系存在J曲线效应。MarquezandSchindler[5]以中国进出口贸易占世界贸易的比例为因变量,研究其与人民币有效汇率之间的关系,同时考虑外商直接投资和中间品进口的影响,结果显示,人民币升值10%,中国出口占世界的比例降低0.5%,进口降低0.1%。Kandil[6]分别对发达国家和发展中国家的进出口贸易受汇率波动的影响进行分析,发现,对于工业化国家而言,进出口的汇率弹性均高于发展中国家,出口需求的弹性相对较低,所以进口需求的弹性是决定经常账户余额变化方向的主要因素;对于发展中国家,进口的汇率弹性较低,升值并没有引起进口需求的增加,出口对汇率无弹性。Kharroubi[7]认为汇率弹性同时受到产业内贸易和垂直专业化贸易的共同影响,由于各国贸易的结构不同,因此汇率变动对贸易不平衡的调整也不同。较早开始研究人民币汇率与我国贸易余额之间关系的学者中,如Zhang[8]研究发现进出口的变动是汇率变动的格兰杰原因,却没有发现汇率变动是引起贸易余额变动的格兰杰原因,而且我国的贸易余额不存在J曲线效应。卢向前、戴国强[9]采用协整向量自回归模型验证马歇尔—勒纳条件在我国是否存在,结果表明,人民币实际汇率波动对我国进出口存在显着影响,马歇尔—勒纳条件成立,且存在J曲线效应。叶永刚等[10]研究表明人民币有效汇率与中美贸易收支之间不存在短期或长期因果关系,而与中日贸易收支互为因果关系,但J曲线效应不明显。金洪飞、周继忠[11]采用自回归分布滞后(ARDL)模型分析中美贸易,发现我国对美国进出口的实际汇率弹性均不显着。刘尧成等[12]将人民币汇率对贸易的影响分解为纯粹的汇率变动影响和汇率变动引起产出、收入等变动间接对贸易产生影响,采用对结构性冲击影响进行长期约束的方法,分析了人民币实际有效汇率变动对我国贸易余额的动态影响。认为我国存在修正的J曲线效应,而且人民币升值有产生贸易逆差的压力。LiandXu[13]采用比较静态一般均衡模型模拟了人民币升值10%后,对中美贸易顺差和美国就业的影响,发现人民币升值对于我国的一般贸易产出的负面影响较大,中美贸易不平衡状态会进一步加剧,一般贸易的顺差会下降,加工贸易顺差增加,因此综合效应不明显。以上研究中有的支持马歇尔—勒纳条件、J曲线效应在我国存在,有的却得出我国贸易缺乏汇率弹性的结论。这可能因为研究的数据期间不同,方法也有所差异。此外,有的是分析双边汇率与贸易的关系,有的分析多边汇率与贸易的关系。双边的贸易与汇率关系虽具有针对性,但由于贸易比重占我国贸易总额较低,不能综合反映我国整体贸易与汇率的情况。而且有的以美元兑人民币汇率作为多边汇率的替代,也缺乏科学性。随着我国经济的发展,国际经济环境、一国经济的开放程度、汇率政策与贸易结构也处在不断变化之中。我国贸易与汇率是否存在一定的长期的均衡关系,短期汇率波动又是如何影响进出口贸易的,这正是本文研究的重点。
三、实证分析
(一)模型建立说明
在实证研究中,通常假定进出口由国内外收入和进出口商品的价格(即实际汇率)决定,同时假设出口的供给弹性无穷大,因而没有考虑供给的影响。本文在研究进出口汇率弹性时,同时考虑进出口的需求、供给和价格因素的影响,以国内收入分别代替进口需求和出口供给,国外收入分别代替出口需求和进口供给,以人民币实际有效汇率作为价格因素。因此设定进出口贸易的方程如下:lnEX=a0+a1lnREER+a2lnWY+a3lnCY+ε1lnIM=b0+b1lnREER+b2lnWY+b3lnCY+ε2lnTB=c0+c1lnREER+c2lnWY+c3lnCY+ε3其中EX、IM分别表示出口、进口贸易额;TB=EX/IM,以出口比进口的相对额表示贸易余额;REER代表人民币实际有效汇率指数,指数的上升代表人民币升值,下降表示人民币贬值;WY、CY分别表示国外收入和国内收入,代表进出口的供给和需求因素;εi表示随机扰动项。根据经济学的理论,人民币汇率升值会引起出口下降,进口增加,贸易顺差减少,因此系数a1、b1、c1的理论符号分别为负、正、负。而供给和需求的增加都会促进出口、进口的增加,因此a2、a3、b2、b3的理论符号均为正;c2、c3为前者的综合影响因素,因此符号不确定。由于进出口贸易、国内外收入和人民币实际有效汇率都具有内生性,因此,本文采用VAR模型进行分析。根据计量经济学理论,在时间序列数据平稳的前提下,VAR模型才是稳定的;如果时间序列不平稳,但是满足同阶单整,且存在协整关系时,可以采用有限制条件的VAR模型,即向量误差修正(VEC)模型。因此,本文通过检验变量之间的协整性,分析进出口贸易与汇率之间的长期均衡关系,通过建立VCE模型,分析进出口贸易与汇率的短期动态关系。
(二)数据来源与说明而且本文选取的样本期间为1995年1月-2011年9月,一方面始于汇率改革后,汇率市场化程度提高;另一方面,在整个样本期间,包括了97年的亚洲金融危机、2001年美国互联网泡沫,以及最近的一次经济危机,样本期间包含了经济的扩张与衰退,更适合研究长期均衡关系。在本文选取的研究样本中,进出口贸易数据来源于Wind资讯数据库;人民币实际有效汇率来源于国际清算银行(BIS)网站;由于缺乏GDP月度统计数据,因此以工业增加值指数替代,国内外数据均来源于OECD网络数据库,其中,国外收入以美国、英国、日本、韩国、欧盟等的工业增加值指数按照BIS的贸易权数加权平均来代替;同时以月度CPI指数(1995年1月为基期,根据环比数据计算得出,来源于Wind资讯数据库)对进出口贸易数额进行调整,相关数据均采用X12加法模型进行季节调整并取自然对数。
(三)单位根检验在求解协整方程和建立VEC模型之前需要对时间序列数据进行单位根检验。本文采用ADF单位根检验方法,结果如表1,所有变量除TB(进出口相对额)外均属于非平稳时间序列,一阶差分后所有变量均平稳,满足同阶单整的条件。
(四)协整检验本文采用Johansen检验法进行协整检验,其是在VAR系统下检验多变量之间协整关系的一种方法。协整检验滞后期的选择是基于VAR系统根据AIC和HQ准则选取的。从协整检验结果可以看到,在5%的显着性水平下,存在0个协整方程的假设被拒绝,存在一个协整方程的假设没有被拒绝,因此,lnEX、lnIM、lnTB均与lnREER、lnWY、lnCY存在唯一的协整关系,即存在长期均衡关系。在此基础上,可以得到三个标准化的协整方程:从协整方程的结果看,出口的汇率弹性为正,但数值非常低(仅为0.006794),而且不显着,所以我国的出口几乎没有汇率弹性;出口对于国外需求的收入弹性约为1.4,是出口增长的重要因素。进口的汇率弹性也为正,约为0.37,但是也不显着;进口的收入弹性约为1,国内需求是进口增长的重要因素。贸易差额的汇率弹性虽然为负,但是也不显着,国外需求是贸易顺差持续增长的主要动因。这与Kandil[6]对于发展中国家的研究的结果类似,即发展中国家,进口的汇率弹性较低,升值并没有引起进口需求的显着增加,出口对汇率无弹性。综合来看,虽然市场化程度,国际化程度不断加深,我国进出口贸易却没有显着的汇率弹性。原因可能在于:1、我国的进出口贸易中加工贸易占很大一部分,属于“大进大出”型贸易,汇率升值一方面降低加工出口产品的市场竞争力,另一方面又降低了中间产品进口的成本,二者相互抵消。2、从进口方面来看,一般贸易进口中资源及能源类国有企业占主导地位,根据毕玉江的研究,国有企业对与进口产品价格敏感性较低[14]。
3、经济全球化对与贸易的汇率弹性存在两方面的影响,一方面产业内贸易的增加会增大贸易的汇率弹性,因为一国进口产品的国内可替代品增加,需求的价格弹性增大;另一方面,跨国公司及全球产业链的发展,使得一国贸易的垂直专业化程度加深,一国的进口产品和出口产品具有很强互补性,进口与出口的价格弹性均降低;最终贸易的汇率弹性决定于二者的综合影响。就我国的状况而言,进口产品的国内可替代性较低,垂直化程度较高,因此贸易的汇率弹性不明显。
(五)VEC模型分析因为各相关变量之间均存在协整关系,因此可以进行VEC模型的估计,分析短期贸易与汇率的动态关系。滞后期的选择也是基于VAR系统的AIC和HQ准则选取的,因此各个回归模型的滞后阶数不一定相同,如下表,从左到右的滞后阶数分别为2、2、1。向量误差修正模型的结果如下表所示:各个差分项反映各变量的波动,被解释变量的波动可以分为两部分:一是对于偏离长期均衡的调整,二是短期影响因素波动引起的。从上表可以看出,三个方程的ECMt-1项的系数均为负,说明当进出口贸易大于其长期均衡时,会向负的方向调整,小于其长期均衡时,会向正的方向调整,系数的大小反映了调整的力度。三者相比而言,出口的调整力度较大,进口的调整力度最小,贸易差额居中;但整体来看,调整力度不大,说明我国目前的贸易不平衡状态短期内难以改善。汇率短期升值对出口有负的影响,且滞后两期,影响系数约为0.45;汇率升值对于进口也有负的影响,同样滞后两期比较明显,影响系数约为0.66;说明汇率升值,短期内进出口都会减少,导致贸易差额的变化对汇率不敏感。
【关键词】自由贸易区贸易效应引力模型
一、引言
2002年11月，我国与东盟签署《中国――东盟全面经济合作框架协议》，自此中国与东盟正式开启自贸区建设的进程。2004年起“早期收获计划”开始顺利实施，有效促进了区域内农产品的贸易。而对于作为东盟成员国之一的新加坡来说，无论在经济总量还是金融发展或是社会建设方面，新加坡在东盟十国中都处于领先的地位，且经济持续增长。因此，中国与新加坡的贸易往来也必将越发紧密。
2008年10月，中国与新加坡签订自贸区协议，新加坡成为东盟成员国中第一个单独与中国建立双边自由贸易区的国家。经过双方的努力，2000――2015年中国与新加坡之间进出口贸易总额呈递增趋势，双边贸易额从2000年的331.5亿美元增加到2015年的795亿美元。此外，比较进口和出口的数据可知，虽然中国对新加坡进口总额和出口总额整体上增长，但出口总额的增幅显著高于进口总额，表明中国对新加坡进出口贸易顺差进一步扩大的现象。
在进出口结构方面，莫瑶（2016）指出双边贸易以工业制成品为主，初级产成品比重较低。中国从新加坡进口的货物中，初级产品的进口额出现负增长现象，而工业制成品的进口额大体保持着正增长趋势，工业制成品总额不断扩大。从中国对新加坡出口货物结构来看，中国对新加坡出口的初级产品总额和工业制成品总额均呈增长趋势，且工业制成品的出口额远高于对初级产品的出口额。
中新自由贸易协定在中国――东盟自贸区的基础上，进一步加快了双边减税的进程，加强了两国在货物、服务贸易等领域的经贸合作关系。中新两国双边自由贸易区的建立预示着中国与新加坡的经济合作展开了新的局面。在中国与新加坡双边贸易规模迅猛增长的态势下，中国和新加坡之间的贸易合作关系也发生显著变化。分析中国――新加坡自由贸易区的建立对两国贸易产生的影响，并探讨成功的经验，有利于为正在进行中的自由贸易区建设提供借鉴，为如何更好地运用自由贸易区的优势发展贸易提供建议，促进我国经济的发展。
通过阅读文献可以发现，学者们对中国――东盟自由贸易区经济效应的研究内容较为丰富，而针对运用引力模型来分析中国――新加坡自由贸易区经济效应的研究则不够全面。本文运用扩展的引力模型，分析中国――新加坡自由贸易区建立的贸易创造效应以及对比其贸易转移效应对我国从东盟国家和从其他贸易伙伴的进口产生的影响。
二、文献综述
关于中国――新加坡自由贸易区的贸易效应国内已有一些研究成果。项义军，厉佳佳（2014）指出中国――新加坡自贸区的建立，促使两国之间的贸易规模不断扩大，两国根据自身优势重新分配生产要素，优化资源配置。而随着两国贸易合作深化，贸易额也将会再达到高峰。此外，从长远的角度来看中新贸易的合作，贸易创造效应会占据主导地位。于翱翔（2015）指出，中国与新加坡双边贸易额的增长会对中国国内生产总值产生积极影响，它们之间的均衡关系是长期且稳定的。中国――新加坡自由贸易区成立后所带来的两国双边贸易的快速增长，将会刺激中国国内生产总值的提高。
关于基于引力模型的中国――新加坡自贸区贸易效应的研究：林琳，李怀琪（2015）从贸易创造效应和贸易转移效应两方面对中国――新加坡自贸区建立后的贸易效应进行实证检验。包含的变量有各国GDP、距离变量、两个贸易区的时间虚拟变量，运用混合效应的引力模型，得出中国――新加坡自贸区的成立对非成员国的贸易转移效应相对较小，中国――新加坡自贸区的贸易效应以贸易创造效应为主的结论。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的数据，比较了中国――新加坡自由贸易区的建立对中国向新加坡的出口额和中国从新加坡的进口额的影响。选取其他九个主要贸易伙伴进行对比分析，得出中国――新加坡自由贸易区的建立促进了中国同新加坡的进出口贸易，即存在贸易创造效应，而对中国出口新加坡的促进作用在减弱。因此，新加坡是建立自由贸易区的受益者。成利沙（2012）除传统变量以外，还加入了利率、开放度水平、汇率、金融危C等变量，运用1995年第一季度至2011年第四季度的数据，得出中国与东盟自由贸易区以及中国与新加坡自由贸易区的建立促进了中新两国的双边贸易，两个自由贸易区所产生的贸易创造效应大于贸易转移效应的结论。
通过阅读文献，本文发现已有研究的不足：1.数据大多用的2012年及以前的数据，需要数据更新；2.没有进行贸易转移效应在不同区域的差别比较。本文在已有优秀研究的基础上，一方面更新了数据，另一方面对比了中国――新加坡自由贸易区对于东盟成员国与对其他主要贸易伙伴的贸易转移效应，弥补了贸易转移效应对比的分析，希望能为更好地发展自贸区提供政策建议。
三、理论模型
贸易引力模型是度量贸易流量和估算贸易潜力的重要方法，是国际贸易理论的重要组成部分。已经有许多研究运用引力模型来研究自由贸易区产生的贸易效应。贸易引力模型的理念最初来源于物理学领域著名的理论万有引力定律，它是指任意两物体之间的相互引力与质量成正比，与距离正反比。最早将引力模型运用到国际贸易领域的是Tinbergen和Poyhonen。陈雯（2002）指出在1962年的一次演讲中，Tinbergen第一次提出要运用引力模型来研究双边贸易流量。而Poyhonen从1963年开始在德国用引力模型来解释国家间贸易流量的问题，他们的研究有一个共同点，那就是研究的核心都是考察经济规模和距离对世界贸易流向与贸易流量的影响。他们指出，两国双边贸易量的规模与两国的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比。引力模型的基本形式如下：
Xij=GSiMjΦij
其中，Xij表示i国到j国的出口价值，Mj表示j国所有的特定因素，表征进口国的总需求，Si表示i国所有的特定因素，表征出口国总供给愿望。G表示与i和j无关的变量，例如世界自由化程度，Φij表示出口国i进入j国市场的难易程度，通常用两国首都或经济中心之间的距离或语言等变量来表示。
在研究中，通常将基本形式转化为对数线性形式，如：
lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij
其中，Xij：i国对j国的出口值，Yk（k=ij）：k国的国民生产总值，Dij：i国与j国间的距离，Pij：区域经济一体化形成的虚拟变量，εij：模型误差。
在引力模型后续的发展中，这一模型被学者们添加了更多的解释变量，如人均收入、汇率、是否拥有共同语言或文化等等。
本文用中国向贸易伙伴的出口额与进口额作为被解释变量，中国与贸易伙伴的GDP、距离、人口乘积、中国――东盟自贸区时间虚拟变量、中国――新加坡自贸区时间虚拟变量作为解释变量。根据经验和经济原理，中国的GDP规模对于中国的进口额有正向影响，贸易伙伴的GDP规模对中国的出口额有正向影响，两国之间的距离对进出口额有负影响。人口乘积对于进口贸易额有两方面的作用，一方面人口数量越大，总需求越大。两一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘积对进口贸易额的作用方向不确定。而对于出口贸易额，匡增杰（2015）认为人口变量对出口贸易具有两方面的作用：一方面，随着人口增加，国内分工深化，产品总量增加，这将会增加国内产品的出口。另一方面，人口增加会导致国内产品需求增加，减少国内产品出口。中国――东盟自贸区、中国――新加坡自贸区建立的时间虚拟变量对于中国的贸易额预计有正的贸易创造效应和对其他国家负的贸易转移效应。
四、经验分析
（一）模型设定与检验
1、贸易创造效应
贸易创造效应是将贸易从低效率生产的本国生产者转移至高效率生产的区域性贸易协定成员国。本文考察中国――新加坡自贸区的建立对中国与新加坡之间的贸易额的影响，分别从出口与进口两个方面来考察。描述经济总量的变量一般有GDP、人均GDP等，考虑到如果加入过多变量可能导致多重共线性，所以本文只包括了中国与新加坡的GDP来描述各自的总需求和总供给。由于只有一个国家，所以不包含距离变量。模型构建如下：
线性化的进口贸易引力模型：
lnEXt=α0+α1lnCGDPt+α2lnSGDPt+α3P1t+α4P2t+α5lcpop_lspopt+εt（1）
t=2000，2001…..2015α0，……α4为系数，εt为随机误差项。
线性化的出口贸易引力模型：
lnIMt=β0+β1lnCGDPt+β2lnSGDPt+β3P1t+β4P2t+β5lncpop_popt+μt（2）
t=2000，2001…..2015β0，……β4为系数，μt为随机误差项。
其中EX、IM分别为中国从新加坡的出口和进口额，CGDP表示中国以现价美元计算的GDP总量，SGDP表示新加坡以现价美元计算的GDP总量。P2是虚拟变量，由于新加坡槎盟成员国，所以用P2表示中国――东盟“早期收获计划”在2004年的开始，2004年以前P2为0，2004年以后为1。P1也是虚拟变量，表示中国――新加坡自由贸易区的建立，2008年10月该自由贸易区建立，所以P1在2009年以前是0，在2009以后是1。
（1）平稳性检验
（2）多重共线性检验
Variable|VIF1/VIF
----------+----------------------
ddlCGDP|2.320.431207
ddlGDP|1.920.520615
ddlcpop_pop|1.440.695301
P1|1.300.768397
----------+----------------------
MeanVIF|1.74
VIF检验表示不存在多重共线性。
（3）序列相关检验
经过序列相关检验，当被解释变量是ddlEX时，拒绝原假设，存在序列相关，需要修正序列相关；当解释变量为dlIM时，不能拒绝原假设，不需修正序列相关。
2、对于东盟国家的贸易转移效应和对于其他重要贸易伙伴的贸易转移效应
贸易转移是指在形成自由贸易区后，一国减少从生产成本较低的非成员国的进口，转而向生产成本比较高的成员国进口。本文研究的是中国――新加坡自由贸易区的贸易转移效应，所以考察的是中国――新加坡自由贸易区建立对中国从非成员国进口的影响，不涉及中国对非成员国出口的影响。根据此思路，在引力模型中，可以用虚拟变量P1来度量自由贸易区的建立对从非成员国进口所产生的影响，即贸易转移效应。为了对比中国――新加坡自贸区的建立对于东盟成员的贸易转移效应与对其他主要的贸易伙伴的贸易转移效应是否存在差异，本文选取除新加坡以外的9个东盟成员：马来西亚、印度尼西亚、柬埔寨、老挝、泰国、越南、缅甸、菲律宾、文莱，以及日本、韩国、德国、美国、俄罗斯、巴西、加拿大、英国、澳大利亚、印度这十个中国较大的贸易伙伴国作为对比分析。
模型为：
lnIMit=β0+β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit+β5P1t+β6lndisi+εit（3）
t=2000，2001…..2015β0，……β4为系数，μt为随机误差项。
在分析中，本文采用2000-2015年的面板数据，面板数据的优势在于涵盖更多的横截面数据和时间序列数据，规避单一数据类型的时间和个体差异，增加模型拟合的效果和准确性。
（1）平稳性ADF检验
（2）随机效应与固定效应检验
蒋冠（2015）指出面板数据模型的回归方法通常可以分为混合效应、固定效应和随机效应三类。混合方法是指不加区分地对任何个体和截面采用混合最小二乘法估计参数。固定效应方法适用于系数效应方向一致、大小相似的情况，细分为个体固定、时点固定和个体时点双固定效应模型。随机效应方法是指将原来固定的系数作为随机变量进行回归。通过检验，本文模型中的随机效应显著，且通过Hausman检验，无法拒绝原假设，故选择随机效应模型。
（二）数据描述
引力模型变量说明、数据来源及系数预期
描述统计量
（三）经验结果分析
1、贸易创造效应
这里采用2000―2015年中新双边贸易与经济数据，运用Stata12计量软件检验中国――新加坡自贸区的贸易创造效应。得到如下结果：
在进口模型中，R2为0.67，表明拟合优度较好。虚拟变量P2前的系数为正，表明“早期收获计划”对中国从新加坡的进口有促进作用，与预期一致，但显著性并不高。而虚拟变量P1前的系数为负，且不显著，但这并不能说明中国――新加坡自由贸易区的建立对中国从新加坡的进口有负的影响，因为林琳，李怀琪（2015）认为2008年正值全球性金融危机爆发，而新加坡作为主要的贸易型国家，受金融危机的影响比较大，弱化了对于进口的促进作用。此外，中国的ddlGDP在7.5%的显著性水平下显著，说明中国从新加坡的进口与中国的GDP规模即总需求有着较大关系，与经济理论相一致。由于人口的增长对进口的影响有两方面的影响，一是人口增长带来总需求的增长，进口需求会增加，二是人口的增L导致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的进口模型中，人口乘积前的系数为负，且在5%的显著性水平上显著，与我们预期相反。
在出口模型中，R2为0.7，拟合效果较好。虚拟变量P1前的系数为正，且在5%的显著性水平下显著，说明中国――新加坡自由贸易区的建立具有出口贸易创造效应。此外，新加坡的ddlSGDP在1%的显著性水平下显著，说明中国向新加坡的出口额与新加坡的GDP规模有着密切关系，与经济理论相符。
将虚拟变量P1与P2前的系数相比，发现中国――新加坡自由贸易区的贸易创造效应相比中国――东盟自由贸易区较大。由于中国――新加坡与中国――东盟相比，所涉及的贸易范围更广，关税减让力度更大，因此中新两国的经贸合作进一步得到了加深。但二者的系数的都较小，说明贸易的创造效应并没有完全发挥。
2、贸易转移效应
1我国加工贸易概况
从1981年到2009年加工贸易进出口总额在我国贸易进出口总额中所占的比重超过50%，整体呈上升趋势;加工贸易净出口呈剧烈上升趋势。而其他贸易净出口则呈现递减趋势。据《中国对外贸易战略性进展研究》统计，截至2009年年底我国从事加工贸易的企业共计12.6万家，直接从业人员达3000余万人，约占我国第二产业就业人数的20%。由此可见，加工贸易已经成为我国对外贸易的主要力量，对全国经济增长的贡献功不可没，在我国国民经济体系中占据举足轻重的地位(见下页表1、图1)。自2001年至今，我国贸易顺差逐步递增，至2008年达到2954.6亿美元，2009年金融危机让顺差有所调整。
从贸易结构看，形成顺差的主要有三大块:加工贸易、一般贸易、其他贸易。近10年的数据显示，加工贸易顺差基本逐年提高，而一般贸易和其他贸易几乎均为逆差，这意味着顺差来自于加工贸易，特别是进料加工占比重的96%，增长速度远远高于一般贸易(见下页图2，JG代表加工贸易，YB代表一般贸易)。20世纪90年代以来。加工贸易发展迅速，加工贸易进出口额持续稳定增长，且在对外贸易进出口额中占有相当大的比重。与其他贸易方式相比，加工贸易增长速度快，加工贸易进出口总额从1990年的441.8亿美元增长到2008年的10534.91亿美元，加工贸易进出口对外贸易中的比重由1990年的29.2%上升到57.6%。同时，加工贸易出口增长速度明显快于进口的增长，并且出口长期大于进口，净出口大幅提高(见下页图3)。
2加工贸易对我国经济增长影响的理论分析
根据亚当•斯密的“剩余产品出路”学说，假定一国在开展国际贸易之前，存在着闲置的土地和劳动力，这些多余的资源用来生产产品以供出口，就为本国的剩余产品提供了“出路”。这种剩余产品的生产不需要从其他部门转移资源，也不必减少其他国内经济活动，这样这个国家可以很小的代价，根据国际市场的需求而不需按照国内资源的供给优势或比较成本来安排出口生产，从而打破国际专业分工限制，利用闲置能力来促进经济增长。
在一国存在闲置资源的情况下，加工贸易净出口增加会导致国民收入成倍地增加。当利用剩余的资源生产加工贸易产品并出口时，获得货币收入，这会使生产加工贸易产品的劳动者的收入增加，从而刺激消费和投资。根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，最终使得由一次性的静态贸易利益增加的国民收入总量会等于最初增量的若干倍。若再考虑由于生产的扩大产生的规模经济效应时，加工贸易对经济增长的作用会进一步扩大。与此同时，加工贸易缓解了中国劳动力有余而原材料不足的矛盾。中国的工业化进程受到生产要素不均衡的严重束缚，加工贸易是全球化条件下一国参与国际分工的重要途径，是推进工业化的一条新道路。据统计，目前中国加工贸易企业直接就业人员在3000万以上，加上依托贸易从事配套产业和服务业的就业人员总计达4000万以上。另外，加工贸易带来许多具有竞争优势的新产业，这无疑增加了中国国内的就业岗位，缓解了就业压力，促进了社会的安定与和谐［3］。
此外，从近几年来加工贸易和直接投资的关系来看，直接投资有一定加工贸易倾向，同时加工贸易的迅速发展，又促进了外商直接投资的增加，从而为国民经济的发展提供了资本积累。我国引进外资、发展加工贸易，有可能带来先进技术，产生技术外溢，进而带动东道国产业的技术进步。由于加工贸易“两头在外”与其投资主体大多是先进技术的携带者等特点，它为发展中国家提供了一个从其他国家学习的渠道。通过加工贸易的技术扩散，能够减少学习成本，提高学习效率，在技术发展和技术升级的阶梯上得以提升。
3加工贸易对我国经济增长影响的实证分析
以上理论分析了加工贸易对我国经济增长的影响，那么加工贸易对我国经济增长的影响程度有多大?下面就用Eviews3.1软件进行实证分析。
3.1经济指标数据的选取
加工贸易影响经济增长的方式主要有两条:一是与加工贸易进出口总额有关;二是与加工贸易净出口有关。因此，从这两个方面来实证分析加工贸易对经济增长的影响，即加工贸易出口与进口总额对经济增长的影响，和加工贸易净出口对经济增长的影响。为实证分析浙江加工贸易对经济增长的影响，将选取的变量为国内生产总值(GDP)、加工贸易进口额(IM)、加工贸易出口额(EX)，且都以亿美元为单位［4］。用于分析的数据全部来自《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站和中国加工贸易指南网，样本数据为1989年至2009年的年度数据(见表1)。模型中各变量的含义是:IM代表加工贸易进口额，EX代表加工贸易的出口额，ALL代表加工贸易总额，NET代表加工贸易的加工贸易净出口额。
通过对以上数据的观察，发现GDP分别与加工贸易进出口总额、加工贸易净出口之间呈非线性关系。通过散点图(见图4、图5)比较分析，趋势线最接近于对数形式，所以对原变量取对数，并通过Eviews3.1用最小二乘法运算，建立对数模型:lnGDP=3.819575+0.722307lnALL(1)lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX(2)通过回归方程(1)、(2)中GDP总额对加工贸易进出口总额、加工贸易净出口的简单回归模型，自变量(GDP)和常数项的回归系数t都小于0.05，表明加工贸易出口GDP的影响是显著的。GDP与加工贸易出口总额的复相关系数为0.954246，与加工贸易净出口的复相关系数为6.147649。回归方程的F也都小于0.05，也达到了较高的显著性水平．以上分析表明:我国的加工贸易进出口总额、净出口额与GDP总额之间都具有很密切的正相关性，而且拟和优度很好，说明加工贸易出口规模的扩大对经济增长具有促进作用，对我国GDP具有较强的推动作用。又由于加工贸易的发展对我国国民经济的体现主要在出口创汇方面，所以在此选取加工贸易净出口额作为加工贸易的数据，GDP作为经济增长的指标作如下计量分析。
3.2净出口额和我国GDP的计量分析
3.2.1平稳性及协整分析
为消除异方差，对各变量取自然对数，分别记为lnGDP、lnIM、lnEX，lnNEX，其中，GDP为国内生产总值，IM为加工贸易进口，EX为加工贸易出口，lnNEX为加工贸易净出口。
(1)单位根检验。
在进行经典的回归分析时，要求所用的时间序列数据必须是平稳的，以避免由于“变化趋势”存在而导致的“伪回归问题”。但大多数情况下，时间序列都是非平稳的，不满足经典回归分析中对数据平稳性的假定。计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用ADF方法进行检验，检验结果见表2。从检验结果看，原始序列、一阶差分序列ADF的值大于临界值(10%)，说明原始序列及一阶差分序列都是非平稳的二阶差分序列，ADF的值小于临界值，可以认为经过两次差分后序列达到平稳，即lnGDP、lnEX、lnIM都是二阶单整序列，它们之间可能存在协整关系。
(2)协整检验。
单位根检验表明，加工的净出口及GDP的对数序列数据都是二阶单整的，所以它们存在一个平稳的线性组合，即加工的净出口及GDP之间应该存在长期的稳定关系，做出其趋势线，如图6所示。可见加工贸易净出口的对数和我国GDP的对数有相同的趋势，所以有理由相信它们之间存在长期的协整关系，下面通过对式(2):lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX的残差做单位根检验，看是否平稳。如果平稳，即两者之间具有长期的关系。协整检验的结果见表3。
由表3可知，ADF值通过10%临界值，所以可以近似看成它是平稳的。协整方程如下:lnGDP=6.147651+0.54688lnNEX从协整方程可看出，经济增长与加工净出口呈正相关关系，且经济增长的弹性为0.54，即加工贸易净出口增长1%将导致经济增长0.54%。3.2.2误差修正模型的建立由上可知，存在协整关系的非平稳变量的非均衡误差是平稳的。根据格兰杰定理:如果若干个非平稳变量存在协整关系，那么这些变量必有误差修正模型表达式存在。因为本文的两个变量都是二阶单整，所以，设误差修正模型(errorcorrectionmodel)如下:D2(lnGDP)=β0+β1D2(lnNEX)+β2ECM－1+u根据式(2)可求出ECM的值，再代入上式用最小二乘法即可求得，该方程为:D2(lnGDP)=0.0036+0.1069D2(lnNEX)+－0.2713ECM－13.2.3格兰杰因果关系检验协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果关系检验可以解决此类问题。对各变量的因果关系检验结果如表4所示。
格兰杰检验结果表明，加工贸易净出口是GDP增长的格兰杰原因;GDP增长不是加工贸易净出口的格兰杰原因。综合以上所有的实证部分，可以看出，加工贸易顺差额与代表经济增长的GDP都是不平稳的经济变量，但从单位根检验中得出，其都符合二阶单整，且残差平稳，所以加工贸易顺差额和GDP存在长期的协整关系，并通过误差修正模型说明也具有短期的平稳关系，最终加工贸易顺差额还是GDP的格兰杰原因，说明两者之间的正相关性是存在的。
4总结