出口动态范文

出口动态范文（精选8篇）

出口动态 第1篇

20 世纪70 年代以来,中美贸易不断升温,中国对美出口顺差不断扩大,经常的大量贸易顺差不仅给国内的经济注入巨大的通胀压力,也使中美贸易摩擦不断,美国国内发出“人民币应该升值”的呼声不断,总之,中美贸易进入了一种并不健康的模式,国内学者称之为贸易失衡。贸易的方式也悄然发生着改变,美国学者Balassa(1967)在分析商品的生产与贸易方式后第一个提出了垂直专业化(vertical specialization) 的说法,Hummels、Ishii、K-M Yi(2001)对垂直专业化给了严格的定义:商品的生产至少经由两个以上的阶段完成,其中的某个特定阶段在一个国家进行专业化的生产,且所有的生产阶段至少多于两个国家。这种反复专业化的生产加强了该国在这方面的生产优势,也即形成了“产业集聚”(杨小凯,2000)。我们应该如何看待这种垂直专业化下的贸易合作,以及这种深化对我们的出口产品结构有何影响,这种影响是否提高了我们在贸易中所获得的利益,促进了贸易结构的优化。

二、中国对美出口产品细化结构变化(按SITC分类)

本文采用按SITC分类的数据(来自Comtrade),主要分析SITC6、SITC7、SITC8 这三类产品出口所占比例的变化,因为这三类产品可以占到总出口量的94%以上,具有代表性,而且SITC7 代表机械及运输这类的资本密集型产品,SITC6 与SITC8 则代表了服装家具等劳动密集型产品。至于为什么选取这类数据来衡量中国对美出口利益变化的研究指标,我们会在后文中作进一步分析。

三、中国对美出口商品中的垂直专业化率

随着垂直专业化的生产模式日益成熟,对于如何计算中美出口贸易中有多大的出口产品比重是来自中间品的加工贸易,存在两种方法,比较通用的是有Hummels、Ishii、Kei-Mu Yi(2001 年)提出来的,称为投入产出法,是将一国所进口的中间品分为用于生产出口商品和用于生产国内最终消费两部分,然后按进口品用于出口的价值对出口额的比率来定义“产业内贸易”或“垂直专业化比率”(vertical specialization share)(平新乔,2005)。此种测算方法能较清晰的揭示当前中美贸易的实质是中、美、东南亚之间的三角贸易关系,即中国从东南亚进口中间品,然后生产组装,部分用于国内消费,部分用于出口到美国的发达国家。垂直专业化的测算方法介绍根据Hummels、K-M Yi(2001)的方法,来计算中国对美国出口贸易中垂直专业化的占比。出口商品中垂直专业化的比重(VSS)为:

其中,VSi表示i产业的垂直专业化程度,Mi为产业i的进口中间品数额,Yi为i产业的国内总产出,Xi是i产业的出口额。各个产业的VS值之和即为一国的VS总和X为总出口,Xi/X为产业i占总出口的比重,VSi/X为产业i的垂直专业化比重,所以一个国家的垂直专业化占总出口的比重(VSS)为各个产业的垂直专业化比重(VSS)i加权总和。根据此种方法,可以计算出中国对美国出口商品的垂直专业化比率(VSS),具体数据可以向作者索取。

四、数据和实证分析

1、数据的选取与处理

本文试图分析垂直专业化对中美贸易中中国的利益有何影响,因而尝试找到一个代理变量;在该代理变量的选取中,这里考虑过贸易顺差、贸易条件。下面分析为什么这些变量作为中国在中美贸易中利益状况的代理变量并不合适:首先,贸易顺差的出现与一国所处的经济阶段有关,发展的起步阶段需要通过贸易积累资本用于国内的建设,而中国的大量廉价劳动力又必然使中国出口廉价劳动密集型产品流入美国,此种贸易模式初期使中国积累了发展所需的资本,但随之而来的国内通胀压力、环境污染、高度的依赖出口、产业升级慢等也不容小视(牛海霞,2009),随着经济的起飞,我们必然需要更加科学可持续的发展,贸易顺差显然不会是我们所追求的,因此,将贸易顺差作为中美贸易中利益变化的代理变量不合适。而贸易条件则没有一个数据获取难度比较大,无法以此指标作为衡量贸易利益变动的代理变量。不难发现以上这些变量包含的因素多,而且随着时间推进对于不同的经济阶段所带来的意义也是不同,所以不具有代表性;而众所周知,随着经济的发展,产业升级必然会导致劳动密集型产业所占比重越来越小,而向着资本密集型发展,资本密集型产业的出口比重增加代表的是产业的升级,这对于我国的长远利益无疑是有益的。20 世界90 年代中后期以来,中国主要参与的国际化垂直贸易分工主要都产生于资本密集型产业,而劳动密集型产业则垂直专业化分工的程度较低(张明志、李敏等,2011);而雷朋(2006)在他的研究中指出,垂直专业化分工的参与通过技术环节不断的加强、交易费用的降低、配套设施规模化集群化,从而通过规模化扩大在该环节的优势;除此之外,这种特定环节技术的精进,势必会为技术创新带来土壤,从而为新技术的生产打下基础。综上所述,不难看出垂直专业化必然会带来产业的升级,而产业的升级则会使出口产品中资本密集型产品比例大幅提升,提升了国家的贸易利益。

基于以上分析,采用上文提到的按SITC分类的数据(来自comtrade),因为SITC7 这类商品的出口比率上与其他两类数据是此消彼长的关系,只需研究SITC7 这类资本密集型商品是如何变动即可。

本文之所以加入汇率,是因为考虑到人民币对美元的不断升值,会使国内一些劳动密集型的低附加值企业出口日益困难,而使整个贸易结构更倾向于资本密集型的企业(李永宁,2011)。但汇率又是一个时时都在变动的量,通过选取官方公布的每月汇率,再对一年的进行平均,即得到一个汇率,将这个汇率作为这一年的汇率。

2、数据的说明

中国对美国出口按SITC分类的数据来自COMTRADE数据库,中美汇率数据来自《中国统计年鉴》,垂直专业化(VSS)的数据来自北京大学中国经济中心课题组(2006)以及林季红在《国际垂直专业化对中美贸易顺差的影响》。

3、实证分析

首先,具体的估计方程如式2:lnex7=β0+β1lnvss+β2er+ε(2)

其中,被解释变量lnex7 代表了中国对美出口商品中按SITC分类第七类商品比率的对数,lnvss则代表中国对美出口商品中垂直专业化率的对数,er为人民币兑美元汇率,ε 为随机扰动项。为了保证计量的严谨,实证分析主要分为以下两个部分:

(1)单位根检验。两个相互独立的变量可能出现伪回归,因此应先检验是否存在单位根,我们采用的ADF方法来检验是否存在单位根。计量结果显示了lnex7、lnvss和er均为一阶单整过程。

(2)协整分析。单位根检验的结果表明,数据均为非平稳的,因此直接用最小二乘法可能会导致伪回归,我们需要进行协整分析。

首先,我们需要判断这些变量在理论上是否存在关系,否则进行协整分析就没有意义。 直接回归结果ln Ex7=1.448lnvss-5.356 表明lnex7 和了lnvss可能存在长期关系。然后,先使用Johnson的MLE方法估计该系统的向量误差修正模型(VECM),MLE方法估计所得到的结果为:

作为对比,下面直接用OLS估计此长期关系,得到:

ln Ex7=1.539lnvss+0.0947er-6.375,且回归结果均是显著的。

从上面的结果可以看出,OLS系数估计值与Johansen的MLE估计结果比较接近;当然,从理论来说,MLE估计更有效率。

下面检验VECM模型的残差是否存在自相关。如果存在自相关,则预示着要增加滞后阶数,结果显示可以接受“无自相关”的原假设。下面,检验其VECM系统是否稳定,结果如图1所示。

结果显示,除了VECM的模型本身所假定的单位根之外,伴随矩阵的所有特征值均落在单位圆之内,故是稳定的。以上分析结果表明,垂直专业化分工对我国贸易利益的变化的影响得到了实证的支持,我们所研究的变量之间存在长期的关系。

五、主要结论和政策启示

本文通过考察其中资本密集型(SITC7)产品的出口比率的变化,可以知道,贸易的深化,即垂直专业化程度提高时如何使我们的出口商品中包含更多的资本密集型产品,从而使我国在贸易中获取更多利益,通过实证分析,我们主要得到以下结论:第一,我国出口商品中资本密集型产品比重从1996 年18.67%上升到2010 年的50.12%,与此同时,中国对美出口产品中垂直专业化分工的比重由15.8%上升到25.71%,说明我国的出口结构在优化,全球贸易参与度在深化。第二,最后通过协整分析,可以知道,长期来看,中国出口产品中垂直专业化所占的比重每上升一个百分点,中国对美国出口产品中资本密集型商品(SITC7)的比率便会上升1.5 个百分点。汇率每上升一个百分点也会使中国对美国出口产品中资本密集型商品(SITC7)的比率上升0.09 个百分点,即汇率的变动也在一定程度上改变了我国的出口商品结构。

出口动态 第2篇

关键词：校园网 多出口 动态域名 网络地址转换 策略路由

中图分类号：TP393.02 文献标识码：A文章编号：1673-8454（2007）12-0082-03

一、问题的提出

由于高校校园网隶属于CERNET，从而常常出现CERNET用户访问高校资源比较方便，而非CERNET用户却很难的现象。究其原因，主要是国内多个ISP（Internet Service Provider，互联网服务供应商）之间存在着严重的网络互联障碍。

为了解决不同用户访问高校校园网内资源的障碍问题，很多高校都在寻找多种途径和办法，开辟了多个校园网出口，但是，由于技术和设备上的局限，常常是解决了校内用户访问外网资源问题，而外网访问校内资源的问题却难以取得成效。笔者经过长期的研究和探讨，发现在多出口校园网结构中，动态域名技术是解决外网访问校内资源障碍的简便有效方法。

二、动态域名技术概述

动态DNS（Domain Name System，域名系统）目前主要有两种。一种是把Internet 域名指向可变IP 地址的域名系统，它为动态的网域提供了一个固定的域名服务器，然后通过这个域名服务器把域名解析引向动态的IP 地址，使外界用户能够连上动态IP的地址的站点。而另一种动态域名是基于策略的更加智能化的动态DNS技术，这种基于策略的动态域名服务器可以根据客户端所在网络的不同，解析和返回访问目标不同的IP地址，从而在访问者与资源对象之间构建最佳的路由，该动态域名技术正是本文所要研究和探讨的。

动态域名技术需要有域名服务器软件的支持。BIND（Berkeley Internet Name Domain，伯克利因特网名字域系统）是加州大学伯克利分校开发的一套DNS 服务器软件，它是DNS 规范的一种最为常见的实现方式。自从BIND 推出第9个版本以后，动态域名技术也相应被人们了解，BIND9主要是新加了View配置功能，基于策略的动态DNS正是主要通过BIND9的这个View功能来完成。本例所涉动态域名技术将完全基于BIND9的域名服务器。

要实现采用动态域名技术实现资源多网络出口快速访问的目标，必须具备三个基本条件：第一，被访问的资源服务器需被映射为多个不同ISP的静态IP；第二，被访问的资源对象必须具有固定的域名，用户访问时使用域名而不是IP地址；第三，管理者应具有解析访问对象的域名服务器自主管理和维护能力。

三、多网络出口的校园网资源布局分析

为了更好地展示动态域名技术的优势，本文中的多网络出口全部为CERNET（中国教育和科研计算机网）、CNC（中国网通）和ChinaNET（中国电信）三条网络出口，是真正意义上的“多网络出口”。

当前校园网多网络出口资源对外服务的网络布局主要有两种，一种为多出口线路共享，另一种为多出口线路独享。

1．多出口线路共享结构

如图1所示，多出口线路共享结构是指3条网络出口集中连接在网关设备（通常为防火墙）上，这台网关设备不仅要承担NAT（网络地址转换）任务，而且还要负责策略路由，当然，为了减轻设备的负载，NAT和策略路由也可以用不同的设备来承担。在这种结构中，NAT技术是动态地将不同ISP的IP映射到被访问的站点上，从而使被访问的站点具有3个来自不同ISP的IP地址；动态域名技术则是为来源于不同网络的用户访问解析相对应的IP，即一个域名的站点对应多个IP，从而使同一域名被请求时被解析成不同的IP地址；而策略路由将根据域名服务器解析的站点IP，选择相应的出口，在站点与访问者之间建立正确的路由，从而保证访问者到被访问资源站点的路由始终最短。

虽然多出口线路共享需要在出口处配置专用的NAT和策略路由设备，但是，因该结构具有对服务器要求低，服务器功能单一、负担轻，网络配置灵活、简便，线路可以满足多种用途等方面的突出优势，所以可以预见，它将成为当前校园网多出口线路资源对外服务的主流模式之一。

2．多出口线路独享结构

如图2所示，多出口线路独享是指将多个出口同时接到被访问的资源服务器上，这台服务器将至少需要安装3块网卡，以满足3个出口同时接入的需要。在这种模式下，被访问的服务器需要承担除资源服务的其他功能，如：需要承担策略路由。服务器上正确的路由策略配置是保证不同出口来源访问时路由选择的最基本条件。另外，具有动态域名解析功能的域名服务器可以与资源服务器一体，也可以游离于资源服务器之外。

虽然出口线路独享结构无需添置专用的NAT和策略路由设备，但是，由于其存在配置复杂、对服务器要求高、网络结构和布局不灵活、线路利用率低等缺点，因此，除非特殊要求，在校园网中一般不建议采用。

四、动态域名在多出口校园网资源访问布局中的应用

在教育网、电信网和网通网三出口的校园网环境中，利用动态域名实现对应网络IP地址的解析，需要在BIND域名服务器上正确配置named.conf和相应的正向解析文件。

本例实现思路是：将CERNET和CNC的地址段加入地址表，一旦域名服务器获得来自CERNET和CNC对校内站点www.xxu.edu.cn的访问请求时，就会将访问目标的域名（www.xxu.edu.cn）分别解析成CERNET(202.195.240.5)、CNC(58.16.0.5)的IP地址，而对于其他地址的访问请求，其访问对象的域名被解析成ChinaNET(218.94.0.5)的IP地址；当访问目标的IP地址被正确解析后，策略路由就会根据IP对应的网络出口与访问者建立路由连接。从而达到了来自不同网络对www.xxu.edu.cn的访问请求可以智能选择不同网络出口的目的。

1．named.conf配置

options {

directory "/etc/dns";

pid-file "/var/run/named.pid";

};

/*教育网地址段

view "cernet-in" in {

match-clients {162.105.0.0/16; 166.111.0.0/16; 202.38.64.0/18; 202.192.0.0/12; 其余省略…

};

zone "xxu.edu.cn" {

type master;

file "hosts-cernet";

}; };

/*网通地址段

view "cnc-in" in {

match-clients {58.16.0.0/14; 60.14.0.0/15; 60.16.0.0/14; 60.208.0.0/12; 其余省略…

};

zone "xxu.edu.cn" {

type master;

file "hosts-cnc";

}; };

/*其他为电信地址段

view "chinanet-in"in {

match-clients { any; };

zone "xxu.edu.cn" {

type master;

file "hosts-chinanet";

}; };

2．对应的正向解析文件配置

（1）教育网解析文件hosts-cernet

$TTL86400

@INSOAxxu.edu.cn.root (

28800; Refresh

14400; Retry

3600000; Expire

86400 ); Minimum

INNSdns.xxu.edu.cn

INA202.195.240.4

cernetINA202.195.240.5

www CNAMEcernet

（2）网通解析文件hosts-cnc

$TTL86400

@INSOAxxu.edu.cn.root (

28800; Refresh

14400; Retry

3600000; Expire

86400 ); Minimum

INNSdns.xxu.edu.cn

INA202.195.240.4

cnc INA58.16.0.5

www CNAMEcnc

（3）电信解析文件hosts-chinanet

$TTL86400

@INSOAxxu.edu.cn.root (

28800; Refresh

14400; Retry

3600000; Expire

86400 ); Minimum

INNSdns.xxu.edu.cn

INA202.195.240.4

chinanet INA 218.94.0.5

www CNAMEchinanet

五、结束语

自2005年初，我校开始探索将动态域名技术应用到学校重要对外资源服务器的多出口访问布局中，使得学校信息资源外网访问效果得到明显提高。可见，在国内ISP间互联问题短期难以解决的条件下，动态域名技术无疑是解决校园网资源对外服务障碍的较佳解决方案之一。

参考文献：

[1]赵叶红等.NAT环境下基于连接跟踪信息的策略路由[J].计算机应用，２００６（７）：１５４９－１５５１.

[2]蔡昭权.策略路由和动态DNS 在校园网中的应用[J].计算机工程与设计，２００５（５）：１３９６－１３９８.

[3]韩钰,侯晶晶.策略路由与动态DNS技术在校园网中的应用研究[J].教育信息化，２００６（７）：３０－３２.

出口动态 第3篇

2013年上半年福州局辖区出口茶叶约500批、3500吨、2100万美元,同比分别下降34.37%、13.74%、20.56%。

其中传统茶叶(红绿花白乌),2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降31.58%、12.66%、10.43%。

混合茶(灵芝绿茶、红茶),2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降66.13%、73.49%、73.92%。

1.1按出口国别统计:

输欧茶叶,2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降12.90%、3.07%、32.71%。

输日茶叶,2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降22.14%、14.78%、13.14%。其中输日乌龙茶2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降15.53%、16.03%、19.17%。输日花茶2013年上半年出口批次、重量、货值同比增加-33.93%、-0.98%、15.71%。

1.2按茶类统计:

乌龙茶,2013年上半年出口批次、重量、货值同比下降12.80%、15.11%、16.98%。

花茶,2013年上半年出口批次、重量、货值同比增加-3.57%、-8.95%、10.86%。

2福州口岸2013年上半年茶叶出口下降原因分析

通过走访调查了解,上半年出口茶叶普遍下降的主要原因是:

一是2013年上半年出口茶叶总体呈下降态势,按茶类统计,传统茶类中乌龙茶下降较为明显,其次是花茶。

二是与灵芝混配的有机灵芝绿茶和灵芝红茶的出口量和货值较去年有大幅下降,主要原因是去年出口量比较大,客户方面还有一定的囤货,所以上半年订单减少,预计下半年出口量开始恢复。

三是输欧市场几年来都呈现逐年下降的趋势,主要原因是欧盟技术壁垒日趋严格,合格的输欧原料相对缺乏,尚不能满足国外订单的需求。

四是输日市场受到日本乌龙茶袋泡茶召回事件和氟虫腈命令检查等多方因素的影响,上半年输日茶叶出口量下降14%,其中输日乌龙茶下降16%,输日花茶基本持平。据了解乌龙茶在日本的需求量没有大的变化,主要原因还是受到乌龙茶氟虫腈命令检查的影响,出口企业在出口时相对谨慎,严格筛选出口原料,无把握的产品都不会冒险出口。

3 2013年上半年主要出口国技术贸易壁垒

3.1日本技术贸易壁垒

3.1.1上半年我国出口日本茶叶通报情况汇总

(见表1)

3.1.2日本厚生劳动省对中国产茶叶实施各项检查汇总

(见表2)

3.1.3主要技术壁垒(农残项目)分析

(1)氟虫腈:从今年1月25日起日本厚生劳动省加强对氟虫腈实施监控检查,并在2月13日改为命令检查(即批批检测)。日本“肯定列表”中茶叶氟虫腈最大残留限量标准是0.002ppm。从通报情况来看,我国今年上半年共被日本通报氟虫腈超标15批,全部为乌龙茶,检出值范围在0.003ppm-0.046ppm。我国农业部、工信部、环保部第1157号公告:自2009年10月1日起,除卫生用、玉米等部分旱田种子包衣剂外,在我国境内停止销售和使用用于其他方面的含氟虫腈成分的农药制剂。

(2)三唑磷:虽然日本厚生劳动省于去年取消了对中国产乌龙茶和绿茶的强化监控检查。但2012年8月20日,日本厚生劳动省医药食品局食品安全部发布食安发0820第2号:对食品、添加剂等规格标准进行补充修订。自2013年2月20日起实施,其中茶叶中三唑磷残留限量标准由现行的0.05ppm修订为无限量值(即执行0.01ppm的一律标准),自2013年2月20日起实施。今年上半年未发生通报不合格的情况。

(3)茚虫威:茚虫威是美国杜邦公司新近开发生产的一种杀虫剂,可有效防治粮、棉、果、蔬等作物上的多种害虫。日本“肯定列表”中茶叶最大残留限量标准是0.01ppm。今年上半年未发生通报不合格的情况。

(4)苯胺灵:土壤处理除草剂。用于大豆、甜菜、棉花、蔬菜、烟草地中防除一年生禾本科杂草。日本“肯定列表”中茶叶最大残留限量标准是0.01ppm。今年上半年苯胺灵被日本通报2批,一批为绿茶,一批为乌龙茶。

3.2欧盟技术贸易壁垒

3.2.1上半年我国出口欧盟茶叶通报情况汇总

(见表3)

3.2.2欧盟或将禁用吡虫啉等三种新烟碱类农药

欧盟食品安全局(EFSA)发布报告指出,噻虫胺(clothianidin)、吡虫啉(imidacloprid)和噻虫嗪(thiamethoxam)等3种新烟碱类农药对蜜蜂等授粉昆虫构成“严重风险”,认为这三种新烟碱类的农药与蜜蜂死亡有关,如果蜜蜂大量死亡,将严重影响农作物的产量。今年4月29日,欧盟委员会提出限制上述3种农药使用的提案,决定先实施两年禁令,然后再根据情况决定下一步举措。

3.2.3主要技术壁垒分析

(1) 2011年10月1日起,欧盟各成员国加强了对我国输欧盟茶叶的口岸查验力度。2013年上半年通报我国输欧茶叶11批,其中农残超标占了8批,涉及农药多达16种,大部分通报茶类集中在绿茶上。其中有一些新的品种,如蒽醌,据了解蒽醌在染料工业上有重要用途,是生产阴丹士林系瓮染染料的原料,并非使用在茶树上的农药品种。同时欧盟对不洁物和辐照这些方面还是比较严格,上半年各有一批被欧盟通报。

(2)若欧盟实施该项禁用吡虫啉等三种新烟碱类农药禁令后,这3种农药的残留限量(MRL)值将全部修订为检测限0.01mg/kg。在这3种农药中,在茶树上使用比较广的是吡虫啉。吡虫啉目前欧盟的限量标准时0.05 mg/kg,且时有检出。若采取禁令后将会对输欧茶叶产生一定的影响。

3.3其他国家技术贸易壁垒

3.3.1上半年我国出口韩国茶叶通报情况

(见表4)

3.3.2上半年我国出口美国茶叶通报情况

(见表5)

4应对措施

从国外通报和贸易技术壁垒的设置来看,目前出口茶叶受阻的原因主要集中在农药残留超标这一环节上,故建议以下措施进行应对。

一是加强对出口茶叶基地使用农药的管理。建议出口企业在本年度茶季来临之前召开原料供应商会议,须强制要求输日本、欧盟原料基地的农药统一供应,所使用的农药均须严格检测。要求企业加强对购买农药评估档案的管理,购买农药时索取“三证”。

二是建议出口企业配置足够的基地管理人员,并制定相关制度,加强对原料种植基地的巡查管理。并对原料供应商开展风险评估,对原料进厂时农残超标或农残项目与公司配送农药品种不同的,要立即清理。

三是建立茶叶质量预警体系。及时收集国外标准动态,加强与相关职能部门的沟通,第一时间向出口企业发布警示信息,以便指导茶农提前应对。

四是加快出口茶叶质量安全示范区建设。鼓励茶农开展农业合作,促使资源利用率最大化,通过示范区建设促进茶叶的规模化、集约化生产,提高抗风险能力。

出口动态 第4篇

一、我国皮革行业产品最惠国进口税率已按WTO承诺完成, 与2010年进口关税相同。

2012年皮革行业产品最惠国平均进口关税为12.14%。

二、我国双边或多边自由贸易区关税优惠条款幅度和范围继续加大。

我国对已签订自由贸易协定国家及地区的产品实施协定税率, 其关税税率低于优惠税率。2012年我国皮革行业产品的协定进口关税与上年相比, 除继续对从秘鲁、中国台湾、智利、新西兰等、巴基斯坦等自贸区的进口关税下调外;与哥斯达黎加又签订了自贸协定, 对从哥斯达黎加进口的皮革产品关税有了较大优惠。

2012年中国对从秘鲁进口的皮革行业产品平均进口关税为6.04%, 比最惠国平均进口关税低6.1个百分点, 比上年下调1.04个百分点。其中, 生牛皮进口关税已全部降为零。

2012年中国对从中国台湾进口的部分皮革化工材料、塑料或纺织面箱包、靴鞋零件等进口关税又有所下调, 皮革化工进口关税平均由上年6.28%下降到4.25%, 部分塑料或纺织面箱包进口关税由10%下降到5%或由5%下调到0, 部分靴鞋零件进口关税由5%下降到0。

2012年中国对从智利进口的皮革行业产品平均进口关税为0.46%, 比最惠国平均进口关税低11.68个百分点, 比上年下调0.15个百分点。

2012年中国对从新西兰进口的皮革行业产品平均进口关税为0.6%, 比最惠国平均进口关税低11.54个百分点, 比上年下调了2.26个百分点。2012年中国对从巴基斯坦进口的皮革行业产品平均进口关税为7.45%, 比最惠国平均进口关税低4.69个百分点, 比上年下调了0.37个百分点。

注:含“ex”项表示实施暂定税率的商品以“商品名称”为准, 其余以税号为准。

Note:The tariff lines prefixed by“ex”indicate their interim duty rates apply to the import goods that conform to the respective article description.

2012年中国对从中国香港进口的皮革行业产品平均进口关税为8.26%, 比最惠国平均进口关税低3.88个百分点, 比上年下调了0.14个百分点。

2012年中国对从亚太进口的皮革行业产品平均进口关税为10.32%, 比最惠国平均进口关税低1.82个百分点, 比上年下调了0.05个百分点。

2012年中国对从哥斯达黎加进口的皮革行业产品平均进口关税为6.21%, 比最惠国平均进口关税低5.93个百分点。

三、继续对部分半成品革进口关税暂时下调

2012年继续保持七个半成品革海关税号和一个成品革海关税号的进口关税暂时下调, 下调幅度与上年相同。

四、继续对最不发达国家的皮革产品进口实施特惠税率

2012年我国对最不发达国家的皮革行业产品进口继续实施特惠税率, 其幅度由上年的6.98%下调到6.54%, 范围由上年的36国扩大到37国。

五、继续对山羊板皮实施20%的出口关税

出口动态 第5篇

目前, 在国际贸易比较优势形成和变迁过程中, 金融业通过加速资本积累、促进技术进步、改善资源禀赋结构, 带动相关产业发展, 优化出口商品结构。美国金融发展程度较高, 对技术的创新能力和产品的研发能力较强, 在国际贸易中具有显著的比较优势, 对贸易结构具有较强的优化作用;而中国金融服务业发展缓慢, 技术创新和产品研发能力都较弱, 故在国际贸易中对贸易结构优化作用较弱。本文试图比较分析中美金融发展对制造业出口结构的促进作用比较分析, 总结并借鉴发达国家金融发展促进对外贸易比较优势变迁中的成功经验, 提升我国出口产品国际竞争力, 改善贸易结构。

二、文献综述

近些年来, 随着金融业作用日益凸显, 学者们越来越多地关注于金融发展对国际贸易的影响。国外学者从不同角度研究金融发展与国家贸易关系, 具体为:从H—O模型的角度, 认为金融发展程度较高的国家比金融发展程度较低的国家, 在出口上更有比较优势 (Kletzer&Bardhan, 1987;Rajan&Zingelas, 1998;Beck, 2002;Svaleryd&Valechos, 2005;Hur, Raj&Riyanto, 2006) ;从金融体系分散风险功能的角度, 认为相对完善的金融市场和金融中介可将风险及时有效地分散, 减少贸易损失 (Baldwin, 1989) ;从资本积累和技术进步的角度, 认为企业通过资本筹措与运用借以增值, 促进企业技术进步 (Carlin&Mayer, 2003) ;从金融发展与对外贸易政策影响的角度, 认为金融发展可促进贸易便利化, 优化贸易结构 (Fenny&Hillman, 2001) ;从金融发展与异质性企业影响的角度, 通过拓展Melitz (2003) 的模型进行研究, 认为金融发展水平越高的国家, 出口临界生产率越低 (Chaney, 2005;Manova, 2007) 。上述研究基本上认为金融发展对国际贸易具有积极的促进作用, 但大都以发达经济体为研究对象, 因此, 有必要将该领域的研究视野转向发展中国家特别是要转向中国。

目前国内关于金融发展与贸易结构的研究方法和采用的数据不尽相同, 大多数学者采用协整方法, 发现金融发展对我国出口贸易存在重要的促进作用 (沈能, 2006;曲建忠、张战梅, 2008;孙兆斌, 2004;梁莉, 2005) ;少数学者从省际或国家层面, 运用面板数据, 研究发现金融发展水平是影响国际贸易发展的一个重要因素 (白当伟, 2004;阳佳余, 2007) ;也有学者从外资技术溢出视角分析金融发展对出口品技术含量的影响 (顾国达、方园, 2013;顾国达、郭爱美, 2013;雷日辉、张亚斌, 2013年;郭亦玮等, 2013) 。从行业层面对金融发展和国际贸易之间关系的研究较少, 但基本上都认为金融发展具有优化出口结构的作用 (陈建国、杨涛, 2005;朱彤等, 2007;史龙祥、马宇, 2008) 。鉴于国内大多数研究运用协整分析方法进行实证分析, 运用面板数据对金融发展与出口贸易关系的研究较少, 本文采用中美两国行业面板数据对金融发展与制造业出口结构关系进行实证分析并进行跨国比较, 深化了金融与制造业产业间作用的研究。

三、中美金融发展与制造业出口结构指标的构建和数据说明

(一) 模型指标的选取

通过综合客观比较和分析, 本文选取了以下的金融发展指标:

(1) 金融发展规模指标 (FIR) :用金融相关率来衡量金融发展规模, 本文沿用麦金农采用的指标体系 (M2/GDP) 。 (2) 金融发展效率指标 (PRIV) :采用PRIV指标 (私营部门的国内信贷/GDP) , 可以较好地反映金融机构商业化运作的程度和整体配置的效率。本文采用了私人信贷与国内信贷总额之比来衡量金融效率。 (3) 其它控制变量指标: (1) 外商直接投资 (FDI) , 用外国投资的净流入量来表示。 (2) 技术创新 (PAT) , 用居民年度专利申请量来表示。 (3) 失业率 (UEM) , 用总失业人数占劳动力总数的比例来表示。 (4) 出口结构指标 (Export) :出口结构是指一定时期出口的构成情况, 是衡量一国或地区国际贸易发展状况的重要指标之一。该指标用各行业出口额与GDP的比重来度量。

(二) 数据说明

本文实证分析的原始数据主要为: (1) 金融发展数据:来源于国际货币基金组织《国际金融统计》; (2) 其它控制变量数据:外国直接投资数据来源于国际货币基金组织的《国际金融统计》和《国际收支平衡》数据库, 世界银行的《全球发展金融》;技术创新数据来源于世界知识产权组织及相关网站;失业率数据来源于国际劳工组织的劳动力市场主要指标数据库。 (3) 出口贸易数据来源于联合国贸易数据库。为了研究的需要, 对一些数据进行了调整: (1) 将联合国贸易数据库中国和美国出口数据, 参照盛斌《国民经济行业分类》体系和《国际标准产业分类Rev.3》, 对制造业各部门产品范围进行逐一归类。 (2) 借鉴Rajan和Zingales (1998) 测算的外部融资依赖度系数, 使用交互项对不同行业的外部融资依赖程度进行了相应的系数调整。

四、中美金融发展与制造业出口结构实证结果及分析

(一) 模型创建

本文选取1992~2011年年度中国和美国金融发展与制造业出口的行业数据, 借助Eviews6, 采用GMM数据模型进行估计。为了实证结果的可靠, 考虑到变量的内生性问题, 首先将所有变量进行一阶差分, 结果并不显著;进而考虑到出口结构与其前期有关, 将出口结构数据进行一阶差分, 建立模型:

其中, EXPORTi, t代表i行业在t年出口额与GDP的比重;FIRt表示t年M2增长率;PRIVt表示t年私营部门的国内信贷与GDP的比重;depi表示i行业表示金融依赖系数;FDIt表示来自外国投资者的净流入量;PATt表示本国居民向国家专利部门提交的专利申请数量;UEMt表示总失业人数占劳动力总数的比例。

(二) 实证结果及分析

GMM估计量的一致性依赖于工具变量的有效性, 这要求误差项应该与序列无关。利用Arellano-Bond检验法来检验误差项的一阶差分是一阶序列相关, 与二阶序列无关。Sargan检验表明, 表1的Pavl=0.3382, 表2的Pavl=0.51825说明工具变量的选取是有效的, 从而保证了本文估计结果的可靠性。因为本研究被解释变量取的是比值, 因而系数较小, 接下来分析相关解释变量对出口结构的影响。

从表1可以看到, 金融发展规模 (FIR) 与金融发展效率 (PRIV) 对出口结构影响的系数分别为0.000455和0.000602, 金融发展规模和金融发展效率对出口结构的影响是正向的, 但影响效应并不显著。主要因为我国金融业发展基础差, 相关金融市场存在制度性缺陷, 不能够完全满足出口企业的金融支持要求, 因此金融发展对出口贸易的结构影响虽然是正的, 但并不显著。

从表1可以看出, 外商直接投资对出口结构具有正向的影响, 外商直接投资企业为我国制造业出口提供了强有力的资金支持, 同时带来先进的技术与管理经验, 促进了产品出口, 改善了出口商品结构;专利申请数与制造业出口结构呈微弱的负向关系, 可能由于我国所实行的科技政策和管理措施, 注重成果鉴定和评奖, 并没有完全将这些成果推向市场, 没有将其转化成产品和效益, 促进产品生产和出口;失业率与中国出口商品结构呈显著的负相关关系。由于中国主要出口劳动密集型产品, 失业率对出口具有重要的影响, 失业率越高, 出口商品越少。

从表2可以看到, 美国金融发展规模 (FIR) 与金融发展效率 (PRIV) 对出口结构影响的系数分别为0.000592和0.003293, 具有显著的正相关作用。该结论表明美国金融存贷款市场对出口结构起到有效的促进作用, 金融市场证券化程度与实体经济形成良性互动, 股票市场和债券市场的发展对对外贸易发展提供很好的支持, 特别是私人信贷业高度发达为出口企业融资提供了便利。

从表2可以看出, 外商投资对美国出口结构的影响呈正相关作用, 但低于对中国出口结构的影响, 说明随着各国在全球范围内产业调整, 美国是将产业转移到国外, 引进外资较少, 外商直接投资对美国制造业出口影响较小;专利申请对美国出口结构影响为负但不显著, 主要是由于美国虽然是技术大国, 但居民专利申请所占比重较小, 美国技术创新很多来源于非居民的技术创新, 所以本文采用的居民专利申请量指标对美国制造业出口影响不显著;失业率对美国出口结构的影响为正但不显著, 原因是美国就业主要集中服务业领域, 金融危机直接导致美国服务业就业人数大量减少, 失业率大幅度增加, 而美国制造业主要出口资本密集型和技术密集型产品, 失业率尽管影响出口但非常微小。

五、结论和政策建议

本文选取1992~2011年中美金融发展与制造业出口的28个行业数据, 运用GMM数据模型进行估计。通过对中、美两国金融发展与制造业出口实证结果比较发现: (1) 金融规模和金融效率对出口的影响呈正相关, 但金融规模特别是金融效率对中国出口起到的促进作用没有美国显著, 主要由于美国金融业发达, 金融服务为出口提供有力的资金支持和高效的融资保证。而中国金融服务特别是金融中介服务体系有待完善。 (2) 外商投资对出口的影响呈正相关关系, 但对美国的影响不如中国显著。主要因为中国一半以上都是外商投资的出口加工业务, 由此产生的技术外溢对中国出口制造业技术和管理水平的提高起到促进作用。而美国拥有世界上最发达的金融业, 受外商投资的影响相对较小。 (3) 专利申请对中美出口呈负相关但不显著。中国专利申请没有广泛应用, 特别是没有直接产生出口效益。而美国虽然是专利申请数量居世界首位, 但非居民专利申请占到了一半, 因此居民专利申请对出口影响并不显著。 (4) 失业率对中美的影响不同。失业率对中国出口呈负相关关系, 主要由于中国以劳动密集型产品出口为主, 受失业率的影响较大。失业率对美国出口的影响呈微弱的正向关系。主要由于美国出口资本密集型和技术密集型产品, 受失业率的影响很小。

通过跨国的实证分析表明, 我国应借鉴发达国家金融发展的成功经验, 加强金融体系创新, 打破制造业和金融业长期处于“低效均衡”状态, 着力改善金融体系服务, 确立业务创新动力机制, 包括在金融市场、制度和工具上的推陈出新, 使创新能够满足国际贸易发展的要求。加快网上银行与传统银行业务的整合, 充分发挥信息网络技术在金融产品创新中的支撑作用, 提高金融服务业内部运行效率, 同时要通过发展金融服务业, 提高企业的出口竞争力, 扩大高附加值产品生产企业的规模优势, 从而实现比较优势的变迁和出口商品结构的优化。

摘要：随着金融发展对国家贸易的作用日益加深, 金融发展与国际贸易关系研究有待进一步深化。文章利用中国和美国28个制造行业19922011年的面板数据对金融发展优化制造业出口结构的作用加以分析, 结论显示:美国金融发展规模和金融发展效率对制造业出口结构的影响均大于中国, 促进了出口结构的改善。中国应深化金融体制的改革, 注重改善金融体系的效率, 为制造业提供强有力的金融支持, 实现制造业出口结构的优化。

关键词：金融发展,出口结构,动态变迁

参考文献

[1]Beck T.Financial Development and International Trade:Is there a link?[J].Journal of International Economics, 2002 (57) .

[2]Hur, J., Raj, M., and Riyanto, Y.The Impact of Financial Development and Asset Tangibility on Export[M], World Development 2006, 34 (10) .

[3]Kletzer, K.and Bardhan P., Credit Markets and Patterns of International Trade, Journal of Development Economics.1987 (27) .

[4]Rajan R.and Zingales L.Financial Development and Growth, American Economic Review, 1998 (03) .

[5]郭炳南, 朱幼恩.金融发展与FDI对我国出口贸易结构的非均衡影响研究[J].亚太经济, 2010 (02) .

[6]李美平, 汪浩瀚.中国对外贸易与金融发展的互动关系特征及实证检验[J].财经研究, 2011 (08) .

[7]史龙祥, 马宇.金融发展对中国制造业出口结构优化影响的实证分析[J].世界经济研究, 2008 (03) .

出口动态 第6篇

一国经济的快速发展与对比较优势模式的选择密切相关。改革开放30年来,中国遵循传统比较优势原则参与国际贸易,极大地促进了对外贸易和经济的增长。2008年中国的进出口贸易总额达到25 616亿美元,同1978年相比,增长了123倍;对外贸易对经济增长的贡献度也逐渐增大,1978年进出口贸易占国内生产总值的比重仅为9.7%,2008年达到59.8%。然而,面对突如其来的国际金融危机以及近期主要发达国家频繁地对中国实施反倾销、反补贴等贸易保护政策,中国产品的出口额出现了大幅下滑,经济增长也遭受严重影响。金融危机的爆发,更加凸显出中国在改革开放不断深化过程中对外贸易结构以及产业结构所存在的弊端。当前对贸易结构及产业结构的调整和升级成为众多经济学家所关注的焦点。为了更好地实现这一目标,笔者认为有必要而且必须对过去出口产品的比较优势变化情况作出准确的把握。

二、相关文献综述

关于比较优势动态变化的理论,较早就被众多经济学家所认同。日本经济学家筱原三代平(1955)最早将比较优势理论动态化,他从动态、长期的观念出发,把生产要素的变动、政府政策、对外开放等因素综合到贸易理论中。巴拉萨(1977)曾提出阶段比较优势理论,该理论认为,经济的快速发展会导致一国要素禀赋的变化,进而是出口商品结构和比较优势的变化。在经济发展的初期,一国的要素禀赋在于劳动力和自然资源,出口产品的比较优势在于资源密集型和劳动密集型产品。随着经济的不断发展,一国的要素禀赋会发生变化:资本不断积累、技术不断进步。在出口商品构成上,资本和技术密集型产品会增加,出口产品的比较优势会发生变化。弗农(1966)提出的产品生命周期理论认为,一种产品的生产地会随着生命周期变化从技术创新的国家向其他国家转移,决定国际贸易的走向。处于创新时期的新产品属于知识密集型;进入发展期即变成技术、资本密集型;进入成熟期转化为资本和熟练劳动密集型;进入衰退期则基本成为一般劳动密集型,这充分体现了产品比较优势的动态性。Redding(1999)认为,在技术内生的情况下,一国的比较优势是随着时间的推移而逐步演变的,一国在当前不具有比较优势的产品通过干预措施可能在将来获得比较优势。Worz(2005)提出,一个国家比较优势的稳定性与其经济发展水平密切相关,越是发达的国家,其建立在比较优势基础上的贸易模式越稳定;而对于发展中国家,随着其经济的不断发展,比较优势会发生较大的变化。

对比较优势动态变化的实证研究最早可以追溯到里昂惕夫(1951)对赫克歇尔—俄林模型的检验,后来巴拉萨提出了著名的显性比较优势指数来专门测量一国的比较优势。目前,大部分的研究都是以巴拉萨显性比较优势为基础的,其中具有代表性的有:Hinloopen和Marrewijk(2004)以RCA指数和出口份额指标为基础,通过分析描述性统计指标以及运用高尔顿回归、P-P检验和马尔科夫链等统计计量方法,证明了中国在1970-1997年比较优势呈现出一种由资源密集型产品向劳动和资本密集型产品高级化演进的态势。Tri widodo(2008)以对称显性比较优势(RSCA)为基础,运用斯皮尔曼等级相关系数统计方法对比研究了中国和印度在1988-2003年比较优势变化情况,得出的主要结论为:中国和印度的比较优势总体上都得到了提升(中国在1998-2003年除外),并且中国的比较优势的变化比印度更加明显。傅朝阳(2005)把出口商品分为资源密集型、劳动密集型和资本密集型,通过计算RCA指数和NTR(进出口比率)指数,将两指数结合并作了进一步的相关性分析,研究了中国1980-2000年出口商品比较优势的变化情况,得出的结论为:中国出口商品的比较优势基本符合要素禀赋理论,即在劳动密集型产品上具有比较优势,在资本密集型产品上还处于比较劣势,并遵循了阶段比较优势原则。

总结前人的研究发现,大部分的研究采用显性比较优势指数来分析比较优势的变化趋势。显性比较优势指数最先由巴拉萨(1965)提出,由于其采用产品出口额的相对比重来间接反映比较优势,摆脱了各种理论假设的束缚,从而被广泛采用。然而,显性比较优势指数本身存在较大的缺陷。吕国钧(2006)指出,当一个产业的产业内贸易盛行时,以显性比较优势指数所衡量的产品比较优势不具有客观性,更不能用来预测贸易发展的模式。Yeats(1985)指出,如果一种产品的出口额占世界总出口额的比重较小,那么计算出来的显性比较优势指数会倾向于偏大,分析时易得出错误结论。另外,由于不同年份计算出的显性比较优势指数无法比较大小,因此,在时间序列分析中存在很大的局限性。为了克服RCA用于分析产品比较优势变化时所存在的缺陷,笔者采用由Run Yu、Junning Cai(2008)提出的标准显性比较优势指数来测量一国产品的比较优势,这一指数能够更加精确地反映出一国产品的比较优势,并且不同年份、不同产品之间的比较优势可以用数值的大小进行比较,可以较好地分析不同产品不同年份比较优势的变化情况,分析得出的结果也更加具有可信度。

三、相关数据和指标说明

(一)标准显性比较优势指数

标准显性比较优势指数(normalized revealed comparative advantage)是在总结前人对巴拉萨显性比较优势指数的众多修改基础上提出的,计算公式为:

产品的出口额,Xtj指j国所有产品的总出口额,Xiw指世界i产品的出口额,Xtw指世界所有产品的总出口额。则指j国产品的总出口占世界总出口的比重,△Xij的含义则为j国i产品的实际出口额与按照j国总出口占世界总出口的比重乘以世界i产品的总出口额的差值。如果△Xij>0,意味着i产品的实际出口大于平均值,数值越大,比较优势越大。因此将△Xij与Xtw对比作标准化后便得到NRCA。如果NRCA>0,则说明该产品具有比较优势,数值越大,比较优势越强;NRCA<0,说明该产品不具有比较优势,数值越小,比较优势越差。

(二)数据说明

笔者所用的全部数据均来源于联合国统计署贸易数据库(UN com trade database),按国际贸易标准分类(SITC.Rev3)选取了中国和世界分别在一分位数和四分位数的产品进出口数据。其中按一分位数产品分成10大类(1),由于第9类产品的出口额仅占总出口额的0.1%,可以将其忽略不计。按SITC四分位数产品分为了1 033个分组,其中剔除了一些出口额较小或数据缺失的分组,部分数据的剔除对结果的分析不会产生很大影响。

四、实证分析

(一)基于SITC一分位数分类的NRCA结果

国际贸易标准分类(SITC)在一分位数上将产品分为10大类,这种分类比较粗糙,但是总体上来看,0-4类的产品是一些初级产品,属于资源密集型产品;5类是一些化学制品,属于技术密集型产品;6类和8类是一些纺织、服装类制成品,属于劳动密集型产品;7类产品是一些机械及运输设备,属于资本或技术密集型产品。表1列出了1998-2008年各大类产品的NRCA指数以及每一类产品出口额占总出口额的比重。

说明:由于NRCA计算出的结果比较小,笔者对其均扩大了100倍。数据来源:根据联合国统计署贸易数据库(UN com trade database)相关数据计算所得。

从每一类产品的NRCA和出口比重分析来看,SITC0-4(资源密集型产品)的NRCA指数小于0,该类产品不具有比较优势,并且NRCA数值和出口比重持续下降,说明比较优势持续恶化。SITC5(技术密集型产品)的NRCA数值小于1,也不具有比较优势,NRCA的数值不断下降,不过近几年下降的幅度有所减缓,其出口比重也基本维持不变,该类产品一直保持稳定的比较劣势。SITC6(劳动密集型产品)的NRCA指数大于0,并且其NRCA数值和出口比重均不断增大,说明该类产品具有比较优势而且比较优势不断增强。同属于劳动密集型的SITC8,NRCA数值也大于1,数值也不断增大,不过其出口比重不断下降。1998-2002年其出口比重还排在第1位,之后便由SITC7(资本或技术密集型产品)所替代,但是总体来看其所占比重仍然很大,其比较优势仍然很强。SITC7(资本或技术密集型产品)的NRCA数值变化最为明显,1998-2002年,NRCA小于0,之后大于0并且数值不断增大,说明该类产品由开始的不具有比较优势逐渐变得具有比较优势。

从各大类产品的比较优势相互对比及变化趋势来看(如图1所示),10年来一直具有比较优势的产品为SITC6和SITC8,两者均呈现一种不断上升的态势,其中SITC8的NRCA数值明显大于其它各大类产品,表现出很强的比较优势。比较优势上升最快的是SITC7,1998-2002年该类产品尚不具有比较优势,然而之后其NRCA数值持续增长,2003年率先超过SITC6类产品,到2008年其NRCA数值仅略微低于SITC8,已初步显现欲超越SITC8的势头。SITC5和SITC0-4两大类产品一直具有比较劣势,其中SITC5的比较优势比较稳定,且一直大于SITC0-4类产品。而SITC0-4类产品的NRCA数值则持续减小,近几年减小的幅度较大,其比较优势持续加速恶化。

另外,从所有产品总体趋势变动来看,所有大类产品的比较优势除SITC8类产品外,一开始表现得相对比较集中,但是随着时间的推移,各大类产品的比较优势出现向不同方向分化的态势。这体现出中国遵循传统比较优势参与国际分工,专业化程度不断提高,从开始以出口资源和初级产品为主转变为以出口劳动和资本密集型产品为主。比较优势总体得到了较大的提升。

对上述分析进行总结可大致得出中国产品比较优势的变化情况:总体上来看,近十年随着产品生产专业化程度的提高,产品的整体比较优势得到了较大的提升,比较优势变得更加成熟。具体来看,劳动密集型产品一直保持着很强的比较优势,体现出中国遵循比较优势原则,充分发挥劳动力要素资源的优势;资本或技术密集型产品的比较优势有了很大的提升,并且提升的速度相当快;资源密集型产品的比较优势持续恶化。

(二)产品按不同技术含量分类的NRCA结果

按SITC一分位数的产品分类比较粗糙,无法准确反映产品比较优势和要素禀赋的关系。可能存在如下情况,即一些原来归属于资源和劳动密集型的产品在实际生产中使用了较多的资本和技术,原来归属于资本和技术密集型的产品可能使用了较多的劳动生产要素。另外按大类分析存在集合效应,无法真实反映细分产品的比较优势。鉴于以上不足,笔者采用按SITC四位数的产品细分数据对产品进行了重新归类,将有助于分析中国出口产品的比较优势、出口结构以及技术水平。

借鉴Lall(2000)提出的按产品不同技术水平进行分类的标准(2),可以将所有产品划分为5大类,再根据产品生产的特点可以进一步将5大类细分为9小类(见表2)。初级产品(PP)主要包括一些农作物和天然矿物产品,该类产品的生产不需要高技术,仅需要简单的劳动就能生产,是一国的资源密集型产品。资源为基础的制成品(RB)主要包括农作物制品和工业原材料制品,该类产品生产多是采用较低技术加上简单的劳动加工过程,大部分产品为非熟练劳动密集型产品。低技术制成品(LT)具有稳定和成熟的技术,规模经济和进入壁垒都很低,产品基本没有差异性,劳动成本是影响其竞争力的主要因素,产品多是熟练劳动密集型产品。中技术制成品(MT)多为资本和技术密集型产品,需要较高水平的R&D,存在规模经济,可以更好地反映一国的技术深度。高技术制成品(HT)的生产需要较高的技术水平和R&D研发,同时需要配套良好的基础设施和具有高水平的专业化人才,是一国的人力资本密集型产品,例如航空技术产品、制药、精密仪器等,另外该类中有一些电子产品加工组装环节多数在发展中国家进行,利用其低廉的劳动力生产出具有更大经济效益的产品。

资料来源:根据Lall(2000)文献资料整理所得。

表2列出了各类产品分别在1998年和2008年的出口比重。图2为各类产品的NRCA数值(3)的变化趋势,考虑到中国现为制造业大国,初级产品和资源为基础的制成品出口所占份额相对较小,并且前面已基本证明其没有比较优势,因此对其不再作进一步分析,而将重点放在各类技术制成品上。具体分析结果如下:

1. 低技术制成品:

低技术产品占中国总出口额的比重是不断减少的,其中纺织、服装类制成品下降的幅度较大,但是总体出口比重仍达30%。从NRCA的大小及走势来看,LT1和LT2均处于较高位置,一直以来都具有强比较优势。低技术产品的强比较优势建立在中国劳动力价格低廉的基础之上,并且这种比较优势从长期来看还会维持较长时期。由于该类产品技术含量低,产品的附加值不高,因此在该类产品上获得的收益也较少,并且由于产品价格低廉,在对外贸易中容易遭受反倾销、反补贴的调查。

2. 中技术产品:

该类产品包括汽车工业产品、加工工业产品和机械产品三类。该类产品出口比重总体是上升的。其中机械产品出口所占比重较大,约占该类产品出口的一半。汽车工业产品出口上升很快,由1.12%增加到2.55%,增长了1倍多,但是出口比重仍然太小。加工工业产品出口比重较小,并且保持稳定。三者的NRCA均小于0,说明都不具有比较优势。另外值得注意的是,MT1(汽车工业产品)的NRCA一直处于最低端,在所有产品类中,最不具有比较优势。从变化趋势看,机械产品的NRCA数值呈上升趋势,近几年初步获得比较优势,但是在汽车行业产品和加工工业产品上一直处于劣势,并且比较劣势有不断恶化的态势。作为最能反映一国技术深度的中技术产品,中国目前的现状不容乐观,总体比较优势不强,具有比较优势的产品主要集中在机械类产品,如发动机、水泵、家用电器等,而在化纤及钢铁制品上不具有比较优势,尤其在汽车行业领域,一直处于比较劣势。

3. 高技术产品:

高技术产品包括两类,一类为电子电器产品,另一类为高端技术产品。从出口比重来看,该类产品的出口比重增长速度很快,由18.2%上升为30.72%。但是出口比重的增加主要是由电子电器类产品的增加导致的,电子电器类产品的出口由15.4%增加到27.44%,所占比重较大,而高端技术产品所占比重仅为3%。从NRCA数值大小及变化趋势来看,HT1(电子电器类产品)的NRCA数值一直大于0,并且变化程度较大,其比较优势逐渐超越LT1成为最具有比较优势的产品。而HT2(其它高技术产品)的NRCA数值一直小于0,比较劣势仅次于MT1,并且呈不断下降的趋势。仔细分析来看,电子电器类产品比较优势和出口额的快速提升并不能代表中国高技术水平的提高。因为电子电器类产品(如办公数字设备、电脑、、打印机、电视、通信设备等)的生产在中国多为加工组装过程,处于该类产品生产链中的最低端,产品附加值很低,具有明显的劳动密集型的特点。而真正代表高端技术的产品,如制药、航空、精密仪器、光学设备等,仍处于比较劣势,说明中国高技术产品仍然不具有比较优势(如图2、表3所示)。

由上述分析得出,中国出口产品的比较优势主要集中在低技术制成品上,在中、高技术产品上尚不具有比较优势。另外由于加工贸易的大量存在,导致中国某些中、高技术产品从表面来看具有强比较优势。实际分析可以看出,中国的中、高技术水平与发达国家相比仍然不强。

数据来源:由联合国统计署贸易数据库按SITC四位数分类数据整理计算得。

(三)具体产品NRCA结果分析

如果一种产品出口占中国总出口的比重和占世界同类产品出口比重同其它产品相比都较大,那么可以说明该类产品是最具有比较优势的产品。而通过计算得出的NRCA的数值,其大小可以综合代表前两个指标,即NRCA数值大的产品占中国总产品出口和占世界同类产品出口都较大。因此NRCA的指数大小能够最有效地体现产品的比较优势强弱。通过NRCA的大小,笔者分别挑选出了1998年和2008年最具有比较优势和最不具有比较优势的几种产品(见表4-表7,图3-图4)。

数据来源:数据来源:根据联合国统计署贸易数据库(UN com trade database)相关数据计算所得。

数据来源:数据来源:根据联合国统计署贸易数据库(UN com trade database)相关数据计算所得。

数据来源:数据来源:根据联合国统计署贸易数据库(UN com trade database)相关数据计算所得。

数据来源:数据来源:根据联合国统计署贸易数据库(UN com trade database)相关数据计算所得。

通过对比发现,NRCA数值排名靠前的产品在1998年和2008年里变化较大。1998年的产品多是一些劳动密集型产品,如儿童玩具、服装、鞋类、箱包等;而2008年的产品多是一些资本和技术密集型产品,如自动数据处理设备、电话电视装置、电信设备等,并且该类产品的NRCA数值都非常大,说明比较优势很强。从部分产品的NRCA指数变化趋势来看,除部分劳动密集型产品(儿童玩具、服装等)的比较优势基本维持不变外,其它资本和技术密集型产品的比较优势大都呈不断增强的态势,尤其是自动数据处理设备产品。但是进一步分析发现,这些资本和技术密集型产品在技术分类上属于高技术制成品中的电子电器类产品,其生产在中国大部分是加工贸易,利用的是中国廉价的劳动力,进行的是简单加工组装环节,最具有代表性的如计算机、打印机、手机等产品。大量加工贸易的存在导致的出口激增可以部分解释该类产品获得比较优势的途径,也部分解释了表面上所看到的中国资本和技术密集型产品比较优势快速提升的原因。总之,应当看到中国在资本和技术密集型产品上尚没有获得真正的比较优势。

进一步分析NRCA数值排名靠后的产品发现,1998年和2008年的产品变化不大,最不具有比较优势的产品仍然为运输货物或人的机动车、制药、航空等中、高端技术制成品。从该类产品NRCA指数的变化趋势来看,其比较劣势的状况处于一种稳定或不断恶化的态势,并且短时间内这种局面难以改变。尤其是汽车制造业,作为代表一国资本和技术水平强弱的标志性产业,10年里其在中国却一直处于最不具有比较优势的地位,且从NRCA指数变化趋势看,有持续恶化的态势。可以充分说明努力提高中、高端技术产品的比较优势是今后中国贸易和产业结构调整的重点。

五、总结

综合上述分析,按传统的产品分类大致得出的中国比较优势的变化情况为:在初级产品和资源密集型产品上彻底失去比较优势,并且比较劣势不断恶化;在劳动密集型产品上保持较强比较优势,并且比较优势得到了强化;在资本和技术密集型产品上,比较优势得到了较快的提升。而按产品技术分类分析后却发现,中国出口产品的比较优势大部分集中在劳动密集及低技术含量产品上,属于资本和技术密集型产品中的中、高端技术产品仍然缺乏比较优势,因此传统的分类分析高估了中国资本和技术密集型产品的比较优势。另一方面,劳动密集型和低技术含量产品的比较优势具有不断强化的趋势,而真正中高端技术产品的比较劣势却不断恶化。尽管部分高端技术产品的比较优势很强,但是仅是表面现象,加工贸易的大量存在是导致其比较优势获得快速提升的主要原因。

随着中国对外开放的不断深化以及全球化程度的不断加深,对外贸易巩固和强化了中国原有的产业分工模式,导致中国出口产品的比较优势锁定在劳动密集和低技术制成品上,中国中、高端技术产品尚不具备真正的比较优势,这为今后中国对外贸易结构及产业结构的调整和升级指明了方向。对此,笔者认为,在中国未来的贸易和经济发展上,应该加快贸易结构优化和产业结构调整。在传统比较优势产业如服装纺织等,可以利用品牌、设计和营销等手段提高产品的附加值。今后发展的重点应当放在努力提高中国产品的技术水平上,通过加快技术进步、自主创新、政府扶持、产业政策倾斜等手段提升制成品的技术含量并且积极开发一些高端技术产品,真正在中、高端技术产品上获取比较优势,使中国在对外贸易中获得更大收益。

摘要：随着专业化程度的加深,中国比较优势长期维持在劳动密集型和低技术含量制成品上,并且优势不断加强。传统的分类分析高估了中国在资本和技术密集型产品上的比较优势,而通过产品的技术分类分析发现,在真正的中、高端技术产品上,中国一直处于比较劣势并且比较劣势不断恶化。今后应努力提高中国的技术水平,加快技术进步、自主创新的步伐,提升制成品的技术含量,积极开发高端技术产品,力求真正在中、高端技术产品上获得比较优势。

出口动态 第7篇

外商直接投资 (FDI) 与进出口贸易是世界经济一体化的两大主要载体, 对于两者之间的关系, 学术界曾先后有两派截然不同的观点:一个是以Mundell (1957) 为代表的替代关系论, 即资本要素流动与国际贸易是相互替代的, 另一个是以Kiyoshi Kojima (1978) 、Markuson (1983) 和Svensson (1985) 等为代表的互补关系论, 即生产要素的自由流动将直接创造对外贸易。那么, 在浙江省这样一个高度外向型的沿海经济发达省份, 其FDI与进出口贸易之间到底存在怎么样的关系呢 20世纪80年代以来, 浙江省进出口贸易与利用外资均取得了快速发展, 全省进、出口额从1985年的1.86亿美元、9.38亿美元急剧攀升到了2010年的729.90亿美元、1804.80亿美元, 年增长率分别达到26.9%和23.4%;与此同时, 全省FDI实际利用总额也从1985年的0.16亿美元迅猛增长到了2010年的110亿美元, 除了1998年和2008年受金融危机影响而出现负增长外, 其余年份均保持高速增长, 年均增长率达29.76%。截至2010年全省FDI累计利用额已达到869.85亿美元, 目前浙江省已成为我国第五大引资省份。近20多年来浙江省FDI与进出口贸易在增长趋势和速度上都表现出较强的相关性, 但两者之间的关系到底如何还有待于进一步的实证检验。

二、浙江省FDI对进出口贸易动态影响的实证分析

(一) 数据来源和变量选取

本文选取1985-2010年间浙江省FDI实际利用额和进出口贸易额作为原始样本数据, 所有数据来自历年浙江统计年鉴。因为FDI流入后以企业的方式存在并且运营, 因而其对进出口贸易的影响是长期的, 所以本文采用FDI存量作为自变量, 同时考虑到资本的折旧因素, 本文以10%的折旧率来计算FDI的累计和, 进口和出口贸易则分别作为独立的因变量来进行单独考察。为增强数据平稳性、消除异方差影响, 本文实证分析时均采用各变量的对数值, 因此FDI、出口贸易与进口贸易三个变量分别记为:LNAFDI、LNEXP、LNIMP, 他们的一阶差分序列则记为:D (LNAFDI) 、D (LNEXP) 、D (LNIMP) 。

(二) 单位根检验

为了保证回归结果的无偏性和有效性, 本文针对各时序曲线图的特征选定检验方程后运用ADF检验法对上述各变量的水平值及差分值分别做了平稳性检验, 由检验结果 (具体分析省略) 可知所有变量均为一阶单整序列, 因此可在此基础上进一步做协整关系检验。

(三) 协整检验

本文采用Engle-Granger (1981) 两步法进行协整检验。首次运用OLS法进行回归后, 因所得估计方程的DW值均很低, 表明残差存在正自相关性, 所以本文采用了科奥迭代法进行自相关校正。将收敛精度设为0.0001, 最大迭代次数设为500次, 进行再次OLS估计后, 得到以下协整方程 (1) 和 (2) 。调整后模型的DW值为2.1171和2.0522, 根据D.W检验表, 说明模型已不存在一阶自相关性;再进行偏相关系数检验和BG检验, 也表明不存在高阶自相关, 因此可认为方程已经消除了自相关影响。

从回归结果来看, 两个模型拟合优度都较高, 且不存在序列相关与异方差。各系数均通过了显著性检验, F统计值较高, 表明方程的回归效果较为显著。最后对模型估计式 (1) 和 (2) 的残差项进行ADF单位根检验, 结果表明两个残差序列均为平稳序列, 因此LNAFDI与LNEXP、LNIMP之间确实存在一种长期稳定的协整关系。

(四) 误差修正模型 (ECM)

在建立误差修正模型之前, 本文通过Granger因果关系检验法对上述变量的因果关系进行了检验, 结果表明LNAFDI是引起LNEXP与LNIMP变化的格兰杰因, 因此研究上述变量之间的动态关系确实存在可信的经济学意义。根据Granger表述定理, 如果非平稳变量之间存在着协整关系, 则可建立ECM模型来反映系统短期偏离后向长期均衡进行修正的机制。根据上述协整方程构建ECM项并剔除不显著的滞后期差分变量后, 即可获得如下ECM模型:

上述两个模型均通过了显著性检验, 经LM和White检验也不存在自相关与异方差现象。其中ECM (-1) 的回归系数均通过了显著性检验, 而且系数值为负, 符合反向修正机制。由ECM (-1) 系数的具体值可知, 上一年度的非均衡误差分别以0.1504和0.0989的比率对本年度的贸易增长做出反向修正, 可见系统对偏离长期均衡的调整幅度较小, 说明FDI与进出口贸易的关系比较稳定, 受短期波动的影响较小。

三、结论分析

经过以上实证分析, 本文得出以下主要结论:

1.FDI与进口、出口贸易之间确实存在一种长期稳定的均衡关系;如不考虑其他因素, 当FDI存量增长1%时, 进口、出口贸易将分别增长0.97%和1.03%;可见, 浙江省的FDI与进出口贸易之间存在互补关系。FDI能促进出口的原因是, 流入浙江省的FDI大多属于出口导向型企业, 其投资动机主要是为了利用浙江省廉价的劳动力、完善的基础设施、优惠的税收政策以及各种资源禀赋优势, 从而达到其降低生产成本, 提高产品国际竞争力的目的。这些外资企业在运营管理、技术工艺与营销渠道等方面较国内企业更具比较优势, 其产品返销国际市场必然能推动浙江省出口规模的扩大, 并同时改善出口产品的结构和档次。FDI能扩大进口的原因则是, 浙江省的外资企业大多从事“两头在外”的加工贸易, 其生产所需的原材料、半成品和关键技术设备等都依赖进口, 而且外资的进入会加剧市场竞争, 国内企业为抢占市场, 就需要更先进的设备, 而这样又会刺激进口贸易的进一步扩大。FDI存量对出口贸易的影响力度要大于对进口贸易的影响力度。这与浙江省的实际情况较为吻合, 从20032009年浙江省外资企业的出口以22.82%的速度在增长, 同期外资企业出口占全省总出口的比重也平均达到34.85%的水平;而同样在20032009年期间, 浙江省外资企业进口贸易的年均增长率只有18.44%, 虽然进口额占全省总额的平均比重达到48.33%, 但年均实际进口规模仅占出口规模的54.89%。而且这里仅考虑了外资企业直接进出口的情况, 如果考虑外资企业的技术外溢、管理示范和贸易创造等效应对进出口贸易的拉动作用, 则FDI会进一步强化浙江省外贸“大出小进”的固有格局。

2.在短期内, FDI每增长1%, 出口和进口贸易将分别增加0.47%和0.40%, 但短期弹性系数值小于长期弹性系数值。可见短期内FDI与贸易的关系也是共生互补的, 而且FDI对贸易的短期影响要小于其对贸易的长期影响;导致这种情况的原因是:从外资企业建成试产, 到与当地软、硬环境的全面适应融合, 再到扩大生产实现规模和集聚效应, 需要一个较长的过程, 因此短期内FDI拉动出口的作用必然小于其在长期内发挥的作用;另外, 浙江省资源短缺, 先进装备制造业基础薄弱, 尚未形成为外资企业配套的完善的上下游产业链, 所以长期内随着生产规模的扩大, 外资企业需要进口的原材料、中间投入品和关键设备会越来越多, 从而导致FDI的长期进口效应大于短期效应。

参考文献

[1]邱立成.论国际直接投资与国际贸易之间的联系[J].南开经济研究, 1999 (6) :33-39.

[2]王剑.FDI与中国对外贸易的向量误差修正模型[J].数量统计与管理, 2005 (3) :6-11.

[3]杨全发, 陈平.外商直接投资对中国出口贸易的作用分析[J].管理世界, 2005 (5) :65-69.

[4]张为付, 武齐.外商直接投资对我国对外贸易的实证研究[J].国际贸易问题, 2005 (12) :18-32.

出口动态 第8篇

随着世界服务贸易规模的不断扩大, 流入服务业领域的FDI数量不断增加, 有关服务业FDI和服务贸易的问题被国内外学者所关注。Markusen (1995) 认为规模经济促进生产者服务贸易的FDI利用。Hodge and Nordas (1999) 揭示服务企业通过商业存在 (FDI) 或跨境交付的因素来选择市场。因此, FDI和贸易的联系是建立在FDI的类型和国际贸易的基础之上的。国内关于服务FDI和服务贸易研究的文献有:刘艳 (2011) [1]基于协整方法和VEC模型探讨了我国服务贸易进口、服务业FDI与技术进步的关系。结果发现:服务贸易进口、服务业FDI与技术进步之间存在长期均衡关系;服务贸易进口、服务业FDI是技术进步的Granger原因, 但技术进步并不是服务贸易和服务业FDI的Granger原因;VEC模型显示, 从短期来看, 三者之间的关系有短期偏向长期均衡调整的速度很快, 服务贸易进口和服务业FDI的短期波动对我国技术进步的影响显著。周学仁 (2012) [2]利用中国1994-2010的相关数据, 通过构建关系模型和回归模型, 检验了FDI技术对中国出口贸易结构的作用。结果显示, 不论是FDI来源地的技术指数, 还是外资企业劳动生产率来衡量FDI技术水平, 都对中国出口贸易结构指数具有显著的正面影响。王恕立、胡宗彪 (2010) [3]基于中国数据研究了服务业FDI流入与东道国服务贸易出口的问题。研究结果表明, 我国服务贸易出口与服务业FDI、货物贸易出口之间存在一个长期稳定的均衡关系, 服务业FDI与货物贸易出口对我国服务贸易出口的总体影响均是正向的, 说明服务业FDI对我国服务贸易出口的促进效应要高于其替代效应;ECM模型显示了三者之间的关系由短期偏离向长期均衡调整的速度很快, 且服务业FDI的短期变动对我国服务贸易出口的正向影响要大于货物贸易出口。

对已有的相关文献进行分析, 大多数学者研究偏重于服务业FDI与服务贸易总量的问题, 而较少研究服务业FDI与服务贸易进出口关系, 特别是服务业FDI与服务贸易出口结构问题的动态研究。因此以动态方法研究我国服务业FDI与服务贸易出口结构的关系具有一定的理论和现实意义。

2 模型、数据和变量

基于上文的分析, 我们预期我国服务业FDI和服务贸易出口间存在正相关的关系, 即随着我国服务业利用FDI规模不断壮大, 我国服务业贸易出口量不断的增大, 服务贸易出口结构得到优化。

2.1 模型的建立与变量选取

动态面板数据模型是一种目前应用比较广泛的现代计量分析方法, 该方法能够揭示被解释变量的动态变化特征, 能够较好的反映解释变量和被解释变量之间关系。动态面板数据模型一般形式如下:

在 (1) 中, Yi, t为被解释变量, Yi, t-1为被解释变量的k阶滞后项, Xk, i, t为解释变量, 是严格外生的, ξi为非观测截面的个体效应, ui, t为随机误差项, ξi~i.i.d (0, σξ2) 、ui, t~i.i.d (0, σu2) 和E (ξiui, t) =0。

考虑到本文样本数据的特点和研究问题的实际经济意义, 我们借鉴郭炳南 (2010) [4]的构建计量经济模型的过程, 拟建立以下经济计量模型来反映服务业FDI对服务贸易出口的影响。

Exporti, t为被解释变量, 表示i服务贸易行业t年的出口额, 用来反映服务贸易出口。依据指标的可衡量行和数据可得性的两个方面, 选取了以下的服务行业作为分析的对象:运输服务, 旅游服务, 建筑服务, 保险服务, 金融服务, 信息服务、计算机和软件, 科学研究、技术服务和地质勘探业, 娱乐业、体育和文化, 其他商业服务。

FDIi, t表示i服务贸易行业t年的实际利用外商直接投资额。相关研究表明, 一个国家服务贸易的出口数量受到很多的因素影响, 如服务业发展的水平、服务业的相关政策、国民经济发展的状况、外商直接投资等。本文分析的重点是外商直接投资对服务贸易出口的影响。因此, 为了准确反映二者的关系, 在选择FDI的服务行业时是参照Exporti, t的行业进行选择的。

(2) 式中i表示不同的服务贸易行业, t表示时间序列, λi非观测界面的个体效应, εi, t为随机误差项, α用来表示前期的服务贸易出口对当期的影响, β用来度量当期的FDI对当期服务贸易出口影响程度。

2.2 数据说明与计量的方法

本文选择2004-2010年我国服务业中的9个行业的面板数据, FDI的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国国际平衡收支表》、《中国经济统计年鉴》, 并对数据进行单位转化处理;服务贸易分行业的贸易出口数据来源于商务部中国服务贸易指南网站。

由于模型中的滞后变量在方程右边, 从而导致滞后变量与随机扰动项可能相关, 且模型具有横截面相依性。因而, 利用传统的面板数据固定模型或者随机模型进行估计必将导致参数估计的有偏性和非一致性。为了解决这一问题, Arellano和Bond (1991) , Blundell和Bond (1998) 提出广义矩估法 (GMM) , 则很好地解决上述问题。

Arellano和Bond (1991) 提出了DIF-GMM估计方法 (差分GMM) 。DIF-GMM通过对动态面板数据模型利用差分去掉面板数据模型中的固定效应影响, 进而在一定条件下设定差分方程中的工具变量, 这样处理可以消除由于未观测到的截面个体效应的遗漏变量偏差。但是该方法导致一部分样本信息的损失, 特别是对小样本情况分析的结果影响更大, 从而使参数估计时出现偏差。Arellano和Bover (1995) 以及Blundell和Bond (1998) 引入被解释变量差分的滞后项与随机误差项正交这个矩条件得到系统广义矩估法 (sys-GMM) , 通过这样的处理大大地提高估计结果的有效性和一致性。本文在实证分析时采取系统广义矩估法。

注:圆形括号内数值表示估计系数的T值, 方括内数值代表各种检验的p值大小。*、**和***分别是1%、5%和10%的显著性水平, 系数联合显著性Wald检验的原假设是解释变量系数均为零, 上表中估计结果是采用stata12.0软件操作所得到的.

3 实证结果与解释

为了比较系统GMM的估计结果差异, 把系统GMM一步法估计结果和系统GMM二步法结果同时列入表1中, 以此说明不同系统GMM矩估法的特点。

3.1 一步GMM矩估法结果的分析

Wald卡方检验在5%的显著水平上是显著的, 所以Wald的卡方检验结果拒绝了 (除截距项外的) 模型系数均为零的假设;由于Chi2 (27) =19.89.prob>chi2=0.836, 所以动态面板数据模型的Sargan检验接受了GMM估计的模型过度约束正确的原假设, 说明不存在工具变量过度识别现象, 所构建的模型是有效的;检验结果中的AR (1) 和AR (2) 自相关检验表明一阶差分后的残差不存在二阶自相关, 即说明模型的构建是合理的。

为了进一步评价模型估计结果, 我们对模型的残差平稳性进行检验, 检验方法是利用Im-Pesaran&Shin (2003) 和Levin&Lin (1993) 的两种方法, 结果表2所示。

从表2中可以看出在5%的显著水平上均具有平稳性, 模型系统GMM的估计不是伪回归, 因此估计结果是有效的。

综上所述, 动态面板模型的估计结果可以较准确的揭示我国服务业FDI与服务贸易出口之间的关系, 具体模型如下所示。

系统GMM的回归结果表明:我国服务贸易出口随服务业FDI增大而增加, 但这种趋势具有较大的滞后效应, 而且这种效应的强度随着时间推移逐渐减弱;我国服务业FDI呈现正相关的动态性, 当期ln FDI变化为一单位时, 服务贸易出口数量增加0.148单位, 效果并不太显著。当滞后一期的ln FDI变化一单位时, 服务贸易出口增加了0.0419单位。这是因为外资的流入带来了先进技术和管理经验, 提高我国服务业供给能力和提升服务贸易出口结构。

3.2 二步GMM矩估法结果的分析

二步GMM矩估法结果 (如表1) 表明:Wald的检验拒绝模型系数均为零的原假设, Sargan检验说明不存在工具变量过度识别现象, AR (1) 和AR (2) 的数值证明了模型不存在二阶自相关, 即构建模型是合理的;LL和IPS检验进一步表明模型能在一定程度上反映我国服务业FDI和服务贸易出口结构之间的关系。因此, 可以构建出在二步系统估计条件下的动态面板数据模型。

比较模型 (3) 和 (4) 知, 两模型的系数存在一定的差异, 这主要因为在利用二步系统GMM进行估计时, 估计的标准差存在向下偏倚, 这种偏倚经过调整后会相应的减少, 但是由此使二步系统GMM的估计结果不可靠, 如In FDIit-1的系数为-0.0066, 这与FDI的实际经济意义相矛盾。另外, 我们采用面板数据的时段比较小, 这样也导致二步系统GMM估计结果的偏差程度增大。

4 结论与建议

本文构建我国服务业FDI与服务贸易出口结构的行业动态面板数据模型, 利用系统GMM的方法探究我国服务业FDI与服务贸易出口间的关系。实证表明, 服务业FDI对我国服务贸易出口具有促进作用, 一方面服务业FDI促进我国服务贸易出口量的增加, 另一方面服务业FDI有利于服务贸易出口结构的升级与转化。服务业FDI对服务贸易的影响具有明显的滞后性, 这揭示了服务贸易出口结构的升级具有较强惯性和不可逆转性。

为了有效促进我国服务贸易出口, 充分有效的利用外资, 政府应提高服务贸易开放程度, 加大服务业利用外资的力度;调整外资在服务行业的配置方式, 提升外资的配置效率等方面考虑。

摘要：利用中国2004-2010年间的服务业FDI和服务贸易出口数据, 通过构建动态面板数据模型, 采用系统GMM对我国服务业FDI与服务贸易出口的进行实证检验。结果表明:我国服务业FDI对服务贸易出口具有一定的促进作用, 但是这种作用存在较强的滞后性。根据上述研究结论, 提出了中国利用服务业FDI来提升服务贸易出口水平的建议和措施。

关键词：服务业FDI,服务贸易,出口

参考文献

[1]刘艳.我国服务贸易进口、服务业FDI与技术进步的关系研究—基于协整方法和VEC模型的实证分析[J].国际商务研究, 2011, (1) :9-15.

[2]周学仁.FDI技术水平与东道国出口贸易结构—基于中国数据的指标衡量与关系检验[J].财贸问题研究, 2012, (2) :118-125.

[3]王恕立, 胡宗彪.服务业FDI流入与东道国服务贸易出口—基于中国数据的经验研究[J].国际贸易问题, 2010, (11) :78-86.