有分析认为，从这些数据来看，反映中国的内外需疲弱，而且内需更是差于外需。

　　按人民币计价，9月份国内的出口按年下降1.1%，跌幅比8月份的6.1%大幅收窄5%；进口则按年下跌17.7%，跌幅比8月份的14.3%扩大3.4%。

　　中国贸易的进出口负增长已经持续几个月了，9月衰退式贸易顺差扩大到603.4亿美元，为历史上第二高。按人民币计价，当月贸易顺差为3，762亿元人民币，创历史新纪录。

　　有分析指出，9月份中国进口跌幅扩大，并连续第11个月出现负增长，为2008年国际金融海啸以来持续最长的跌浪，显示中国内需疲弱，经济还在下行。

　　其实，对于这些进出口数据，市场不要对此太敏感。因为，就当前全球的经济形势来说，进出口贸易数据下降十分正常，不仅中国是这样，国际上其他国家也是如此。

　　全球经济疲软，中国的进出口贸易要增长快是不可能的。更何况中国的出口形势已经开始好转，应该是可喜的成绩。

　　最为重要的是，中国的进口之所以会出现持续11个月的负增长，而且这种负增长越来越大，这不仅在于中国的外部需求减弱，或中国内需比以往要少，更在于全球大宗商品的价格快速下跌。以同比计算，哪一项大宗商品的价格不是大幅下跌。

　　比如石油的价格、矿产品的价格。当这些大宗商品的价格大幅下跌时，即使是进口量增加，进口额大幅下跌也十分正常。比如，石油的价格同比下跌幅度那样大，中国进口额岂能不降低？

　　如果说，由于大宗商品的价格大幅下跌而导致中国进口额下降，这对中国来说是好事，可以用更少的钱购买更多的东西。何乐而不为？市场根本上就不用想到中国对这些产品的内需在减少。

　　况且，早几年中国经济过度增长，导致对外部产品的过度需求并由此引起中国不少产品的产能过剩，目前中国经济调整，对这些产品的需求减少也是正常。比如对矿山资源产品就是如此。

　　还有，中国经济结构的调整、经济战略的转型，早就从以往对外部的经济过度依赖逐渐转向为内在需求的扩张上，从早几年开始，中国GDP的增长已经开始转移到内需上。

　　如果说，这个目标真的在逐渐实现，这不仅会导致中国经济对外部需求的减弱，也是中国经济真正走出困境的正解。

　　如果说，中国经济真的走上这条路并导致当前中国进出口贸易增长放缓，市场对这些数据就不用太敏感了。

　　还有，8月份人民币的贬值，尽管对中国的出口起到作用不会想象的那样大，但肯定会有积极的影响，第三季度出口跌幅在收缩，有此因素。

　　当前更为重要的是今年以来政府推出了一系列的经济增长之政策，估计会在第四季度显现出来，因此中国内外需求都可能在这过程增加与扩张。

　　如果这样，中国第四季度的进出口贸易总体情况会比第三季度要好。所以市场根本就不用对此过度担心。特别是不要因此认为中国经济不好人民币将再贬值。

　　从20世纪80年代以来，我国的进出口贸易方式结构发生了明显的变化。在出口贸易方式结构方面，从以一般贸易为主的贸易结构逐渐演变为加工贸易与一般贸易不相上下，以至加工贸易较多的贸易方式结构。在进口贸易方式结构方面，最鲜明的特点就是加工贸易进口在我国总进口中占的比重不断上升并趋于稳定，以及我国一般贸易进口的不断下降，并在近期逐渐上升和逐步稳定。

　　我国进出口贸易方式结构的变化，体现了进出口贸易方式的多样化发展。其中，加工贸易在90年代取得了显著的发展。这不仅与我国的经济发展历程相一致，也是我国对外贸易政策，尤其是汇率管理政策改革和汇率水平调整作用的结果。

　　Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的结果表明汇率波动与进出口贸易呈负相关关系；Frankel和Wei Shangjin（1993）运用横截面数据证明了汇率上升抑制了亚洲国家的出口贸易；Sauer和Bohara（2001）发现，汇率波动对发展中国家的出口贸易有很大的负面影响，尤其对于拉美国家更为显著。

　　另一方面，Assery和Peel（1991）则发现汇率对贸易量有促进作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究发现汇率波动与瑞典、英国、荷兰的出口具有正向相关性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、协整与误差修正模型等方法发现，汇率波动对爱尔兰的出口产生积极影响。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等额研究结果却显示汇率波动对贸易没有显著影响。

　　黄锦明（2010）对1995～2009年的季度数据采用Engle-Granger两步法分析了人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的影响，结果显示：在长期内，我国的出口贸易对于汇率水平的变化不敏感；在短期，只有进口贸易和人民币实际有效汇率存在着负相关关系；肖扬、徐晟（2010）对1999年1季度到2007年2季度的数据进行Granger检验和脉冲响应函数与方差分解，得出的结论是：实际有效汇率对宏观经济变量的影响都是长期的，且大多数是反向的。即人民币升值抑制了我国的进出口贸易；何建奎、马红（2012）对1995～2011年的数据进行基于VAR的Johansen协整检验和向量误差修正（VEC）分析，得出：人民币汇率与我国的进出口贸易呈负向相关性，即人民币贬值，进出口贸易增加。

　　另一方面，吴玉兰（2008）根据1985～2006年的数据，运用协整分析法研究了人民币实际有效汇率对我国加工贸易的影响。结果表明， 人民币升值使得加工贸易进口增加， 出口减少；李建伟和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度数据，采用两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易进行回归分析，结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易的重要因素，实际有效汇率下降会刺激出口增加、进口减少。这里特别强调一点，李建伟和余明还讨论了人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和与一般贸易出口、进口的关系。人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和一般贸易出口、进口存在显著负相关关系。

　　本文选取1992～2008年的实际有效汇率（以2005年为基期）、加工贸易进出口额、一般贸易进出口额，进行具体的实证分析。其中，实际有效汇率来源于IMF的《International Finance Statistics》。因为从2010年开始，统计局没有公布关于我国加工贸易和一般贸易的进出口分类数据，因此本文的加工贸易和一般贸易的进出口数据来源于2009年的《中国统计年鉴》

　　其中，实际有效汇率表示为REER，加工贸易进口额表示为JIM，加工贸易出口额表示为JEX，一般贸易进口额表示为YIM，一般贸易出口额表示为YEX。

　　在对变量进行协整分析之前，需要检验变量的平稳性。只有变量是同阶单整的，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。为了方便研究，并考虑到对各时序数列取对数之后不会改变时序数列的性质和关系，且得到的数据易形成平稳序列。因此，首先对时间序列进行对数处理，然后采用ADF检验方法进行单位根检验。结果表明五个时间序列都是非平稳的，但二阶差分后的序列都是平稳的，即都是I（2）序列。

　　运用OLS法对LJEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

　　运用OLS法对LJIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

　　运用OLS法对LYEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

　　运用OLS法对LYIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

　　从以上结果中可以看出，实际有效汇率与加工贸易出口、加工贸易进口、一般贸易出口、一般贸易进口存在负相关性，即每当实际有效汇率升高1%时，加工贸易出口下降0.3%，加工贸易进口下降0.68%，一般贸易出口下降0.16%，一般贸易进口下降0.14%。

　　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。

　　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。

　　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：

　　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。

　　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。

　　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：

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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)。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　 出口模式与贸易摩擦：基于引力模型的中德比较分析 贸易便利化与中国出口贸易：基于改进“引力模型”的分析 广西与东盟进出口贸易研究――基于引力模型的实证分析 粗放型经济模式的出口贸易摩擦及其化解途径 中美贸易摩擦与中国出口产业国际竞争力的实证研究 基于引力模型的中德双边贸易现状及潜力评价 基于贸易引力模型的中国进出口贸易流量分析 基于引力模型的巴西出口贸易研究 出口关税引发的贸易摩擦之法律应对 浅析中国与欧盟贸易摩擦对浙江纺织品出口的影响及对策 温州、苏州与泉州企业的出口贸易模式 贸易摩擦协调机制的管理模式、核心主体与战略特征 贸易摩擦与新兴大国的成长 贸易摩擦的成因与影响 论贸易摩擦的成因与影响 贸易摩擦难逼出口模式转型 基于引力模型的FDI与上海对外贸易关系的分析 基于贸易引力模型的我国货物贸易出口流量及流向研究 文献综述：基于贸易引力模型的中国蔬菜出口贸易研究 基于全球治理的贸易摩擦内涵与特性分析 常见问题解答 当前所在位置：，访问日期：2014年11月20日。同时，对华贸易保护手段的打击对象正在从具体产品到整个产业，从劳动密集型产业到新能源与高科技产业，且有越来越多的发展中国家迈入对华贸易保护阵营。

　　中国在日益成长为世界贸易大国的过程中，成为遭受贸易救济措施最严重的国家之一，而同为出口大国的德国，却鲜少陷入与其他各国的反倾销争端。虽然中德两国的出口规模相当，以2012年为例中国出口总额22 213亿美元，德国17 826亿美元，且德国的出口占GDP比重高达52%，中国约27%，但两国却有十分不同的遭遇，相比较德国的出口，中国出口的产品有什么不同？是否这种差异性导致中国的产品遭受全球贸易壁垒？德国对中国发展贸易强国有什么借鉴？

　　本文选择德国作为中国出口产品的比较对象，试图从中德比较的角度分析中国出口产品与德国的差异，揭示中国产品频遭贸易壁垒的内在原因。本文利用2013年中国和德国出口的HS92六分位贸易数据，以引力模型为基础进行计量实证 。

　　对于中国出口频遭贸易壁垒的问题，已有大量文献进行分析，主要集中在对反倾销的研究上。谢建国做了美国对华贸易反倾销实证研究，显示美国国内工业产出的波动与对华贸易逆差显著提高了美国对华的反倾销调查频率。王孝松和谢申祥通过多年度跨国跨行业的数据，发现中国频遭反倾销的重要因素有出口激增、人民币贬值等，其他还有一国反倾销的总体状况、中国总体反倾销能力、各国的关税减让幅度以及各国加入FTA的数量等。

　　中国出口的大幅提升，引起了国内外学者的广泛关注，有不少针对中国出口的研究。区别于上述文献对外部环境等的分析研究，中国出口自身存在的特殊性成为造成贸易问题的内因。等研究发现，中国出口产品的技术复杂程度不断上升，出口结构与OECD国家逐渐接近，这种有限的赶超对于经济增长具有重要的意义。Amiti等认为，在中国出口贸易中剔除加工贸易后，中国出口结构并不存在优化趋势，中国出口仍然集中在劳动密集型行业，产品技术复杂度也不存在明显上升。由此，施炳展基于引力模型对美国的进口数据进行计量，发现中国出口数量大、价格低的特殊性。

　　近些年，传统引力模型已被很好地扩展和补充，部分学者扩充了引力模型的解释变量，如Andersen等。随着新新贸易理论的发展，贸易广度与深度的概念被引入传统模型，地理距离等因素不仅关系到贸易的发生，更对贸易的数量和贸易的价格有重要的影响，Helpman、Bernard、Baldwin及Harrigan等对此进行了深入的研究和推进。

　　本文将利用2013年最新数据，基于扩展的引力模型，分析新的形势下中国的出口与贸易摩擦。依据引力模型的最新发展，研究2013年中国与德国分别出口产品的数量、价格与引力模型变量之间的关系，将引力模型、贸易方式与贸易摩擦相结合。比照德国的出口，通过对比研究中国出口是否仍存在其特点，且这种特点是否构成中国频遭贸易保护的内在原因。

　　在引力模型的基础上扩展出回归计量模型，分别将双边贸易的数量与价格对双边相应变量进行回归，如（1）式：

　　式（1）中，i表示进口国，k为HS92版本六分位产品的标识;lnxik为进口国i进口k产品的数量或价格;核心变量包括lngdp、lngdpper、lndist，分别代表进口国的经济发展水平及规模、出口国与进口国的地理距离;Controlk是一系列控制变量，包括进口国与出口国是否接壤、是否共同语言、进口国的地理特征等;uik代表其他影响出口价格或数量的因素。本文将分别以中国和德国作为出口国，运用式（1）进行回归分析，进而比较中德出口的差异性。

　　其中，进口国的需求水平影响其进口需求，用lngdpi、lngdpperi代表进口国的经济发展规模和水平，一般来说，经济规模大的国家较规模小的国家，进口商品的品种和数量相对较大，且一国经济规模越大，本国生产产品的种类和数量越多，进口商品需要有较强的价格优势才能与本地商品竞争，因此价格对lngdp的预期为负，数量对lngdp的预期为正。而经济发展水平越高，对高品质的进口品需求越大，进口价格也越高，因此，价格对lngdpper的预期为正。另外，传统引力模型常用的指标还包括衡量双边贸易成本的一系列指标，一般来说贸易成本越高，贸易数量越低，贸易价格越高，数量对lndist的预期为负，价格预期为正。

　　从基本统计分析看，中国出口价格均值096，低于德国出口价格均值122;中国出口数量均值1083，高于德国出口数量均值931;中国出口的价格/数量明显低于德国的水平，初步可以看出中国的出口与德国有明显不同，中国出口的平均价格较低，对此进行进一步的计量分析。

　　分别采用2013年中国和德国出口数量与价格的数据进行初步分析，回归结果汇总在表2中，左右两边分别是根据中德两国各自的出口价格和出口数量对解释变量所做的回归。其中回归（1）是针对核心变量的回归，包括lnwp、lngdp、lngdpper、lndist;回归（2）则加入其他控制变量，有contig、landlocked、langoff等。

　　首先，关注出口价格的回归下lngdp变量的系数。两种回归方法下德国的lngdp系数都显著为负，而中国出口数据得出的该系数为正。德国的出口与理论预期相符合;而中国则不然，经济规模越大的国家，对中国商品的进口价格越高。但从基本统计分析中可以看出，中国出口商品的总体价格水平（即平均价格）低于德国，说明两国出口商品的种类有很大差异。事实上，由于以美国为主的大部分高GDP国家的制造业产业主要是高科技和尖端制造，德国出口与高GDP国家之间的竞争关系明显，在这些竞争产品上须有一定的价格优势才能进口，因而德国的出口价格与进口国的GDP呈逆向关系;而中国出口的商品中有较多的纺织服装和低技术的机电产品，仍以低端制造为主，与高GDP国家本身的产品竞争不大，故中国出口价格与进口国的GDP水平并非负相关。

　　从出口数量对lngdpper的回归结果看，两种回归方法下德国的lngdpper系数都显著为正，中国出口数据得出的lngdpper系数显著为负。这说明经济发展水平越高的国家对德国商品的进口越多，经济发展水平越低的国家则进口更多的中国商品。

　　所有代表贸易成本的变量contig、landlocked、langoff在中国和德国的样本回归中均符合预期。再观察lndist，德国样本下价格对lndist的系数均显著为正，数量对lndist的系数显著为负，符合理论预期;但中国样本计量结果显示，价格对lndist的系数为负，距离越远，价格越低，同时，中国出口产品数量对距离的反应弹性较小，表明在控制贸易成本增加相同的情况下，中国出口数量减少量远低于德国，价格甚至更低，反映了中国出口的优势仍是低价。

　　通过初步回归可以比较得出，德国和中国虽然都出口大量产品，但两国在出口的产品种类及定价方面存在差异：德国以高端制造类产品为主，而中国出口中纺织、机电等低技术产品比重较大;在定价方面，撇去两国等条件可以看出，中国价格偏低。

　　初步回归分析中，比较了中国与德国出口世界各国的数量和价格，发现中国与德国的出口方式及产品存在差异，中国的产品相对低质。如此，中国与德国产品的差异性在发达国家中应有更明显的表现。因此将原样本分成高收入国家、中等收入国家和落后地区，按照世界银行划分标准。进一步回归。

　　表3中，回归（1）是针对高收入国家数据分别就价格和数量所做的回归，回归（2）是中等收入国家，回归（3）是落后地区。结果显示，在各类型国家德国lngdp对价格的系数仍为负，中国在所有类型的地区中都是正的。这与中国是制造业大国，且与出口商品种类有关，既有纺织、服装、塑料制品等劳动密集型产品，也有大型机电和高新技术产品，与不同类型国家都能有差异化的产品贸易。同时，中国出口数量在发达地区数据回归下对lngdpper的系数仍为负，且反应程度远远高于对其他类型国家的反应，表明中国在与发达国家的贸易中，价格敏感度较大，仍以低价取胜。德国的出口数量对lngdpper的系数仍为正，从发达国进一步考虑贸易结构，用中德出口产品的技术层次分析稳健性。前述的初步回归看出中国出口产品以低端制造为主，而德国出口多高技术水平的产品，且德国出口品的价格高过中国。因此仅对高技术水平产品的出口数据做回归，结合贸易结构和中德出口比较。

　　表4是针对高新技术产品所做的回归。按《中国高新技术产品目录》，选用HS92六分位产品中的高新技术产品样本。回归结果中，中德两国lngdp对价格和数量的系数与初步回归相同，即两国出口的高新技术产品符合前述对所有出口品的分析，但lngdpper、lndist和contig对价格的系数变成了负值，lngdpper的影响与预期相反说明高收入国家进口的中国的高新技术产品与德国相比，并无技术或垄断优势。同时，以距离和是否接壤为代表的贸易成本的增加，反而降低了中国产品的进口价格，更加说明中国出口的高新技术产品主要是低价竞争策略。事实上，中国的高新技术产品制造大多缺少核心竞争力，以简单加工制造为主，价值增加值较低。由此，按产品技术类型的检验结果也进一步说明了基本回归的结论。

　　此外，由于金融危机后世界经济形势有了新的变化，国际贸易壁垒也呈现出新的特点，危机后中国和德国出口方式间的差异性可用2009年数据检验结论的稳健性。表5中对2009年数据的回归得到的结果仍然与上述结论相同，从时间维度验证了结论的稳健性。

　　本文从出口价格和数量两个角度比较了中国与德国的出口差异性，利用2013年两国HS92版六分位出口数据，基于引力模型进行实证分析。通过引力模型的理论分析，可以看出中国出口的模型拟合在很多方面不符合预期，这可能就是中国在贸易出口中遭遇强摩擦的原因，而中国的低价商品以及以加工贸易为主的出口方式背后，隐藏着以下三个原因。

　　根据戈莫里和鲍莫尔的观点，一个国家生产率的提高往往会损害其他国家的整体福利，国际贸易可能会导致各贸易国之间的利益冲突，特别是当新兴贸易国家在全球市场上开始占有重要位置时，该国将发展出更多不利于发达国家的产业，因此发达国家为维持其贸易优势展开激烈竞争，导致两国间的贸易摩擦，这就是中国与很多发达国家之间高发贸易摩擦的根本原因。已有不少学者通过各种方法对中国参与全球性生产和贸易后全要素生产率的增长进行估够以较低的生产成本在国际商品市场始终保持低价的优势。

　　根据国际贸易理论，国际产业结构之间的结构性互补是国际贸易双方共赢的前提，而产业趋同则容易发生贸易摩擦。随着中国产业结构的逐渐升级，出口产品的技术含量也逐渐提高，中国与发达国家之间产业结构的趋同不断深化，同类产品之间的冲突和竞争也越来越激烈。中国近些年的主要贸易商品中，包括汽车及其零部件、有机化学品、装备制造业等所占份额越来越高，产业结构调整和升级使得中国和美国等发达国家在一定程度上产业结构趋同，造成了激烈的市场竞争，成为国家之间易摩擦产生的直接原因。同时，东南亚一些国家近年来重点发展的纺织业、加工制造业等，也构成与我国初级产品的竞争。因此，中国的贸易摩擦不仅由初级产品向工业制成品和高新技术产品转移，还在纺织等劳动密集产品上有所增加。

　　长期以来的考核体制导致不少地方政府以追求GDP增长速度为首要目标，通过各种政策促进投资，以扩大投资规模，一些相关行业产能严重过剩。数据显示，2012年底，我国钢铁、水泥、电解铝、平板玻璃、船舶产能利用率分别仅为72%、73.7%、71.9%、73.1%和75%，明显低于国际通常水平，仍有一批在建、拟建项目，产能过剩呈加剧之势，并扩大到风电、光伏、碳纤维等包括新兴产业在内的19个行业。国内的过剩产能转移到国际市场，也成为一些国家对中国发起贸易保护的借口。以钢铁贸易为例，20世纪60年代美日、美欧之间频发的钢铁贸易就是因为美国钢铁产量下滑，而欧盟和日本的钢铁产量大幅上升;20世纪80年代开始，随着中国的钢铁产能急剧攀升，中国也成为发生钢铁贸易摩擦最多的国家。

　　[1] 谢建国.经济影响、政治分歧与制度摩擦：美国对华贸易反倾销实证研究[J].管理世界，2006（12）.

　　[2] 施炳展.金融危机后中国频遭贸易壁垒的内因分析：以中美贸易为例[J].财贸研究，2011（8）.

　　[3] 王孝松，谢申祥.中国究竟为何遭遇反倾销：基于跨国跨行业数据的经验分析[J].管理世界，2009（12）.

　　[4] 朱诗娥，.中国本土企业出口竞争力研究[J].世界经济研究，2009（1）.

　　[5] 闫克远.中国对外贸易摩擦问题研究.东北师范大学博士论文，2012.

　　[6] 施炳展.中国出口结构在优化吗：基于产品内分类的视角[J].财经科学，2010（5）.

　　[7] 国务院发展研究中心“区域协调发展和优化全国生产力布局”课题组.生产力布局的内涵及我国生产力布局存在的问题[J].发展研究，2014（12）.

　　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]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。

　　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。

　　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。

　　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。

　　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Direction of Trade Statistics Yearbook（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UN comtrade；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。

　　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）。

　　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，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分别提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（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-Fisher 5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）。

　　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）。

　　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”。

　　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。

　　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。

　　我国从1978年实施改革开放试点探索，伴随着外贸管理体制的锐意改革、灵活的贸易形式和迅速增长的外商直接投资，我国对外贸易规模得到了快速的壮大。我国对外贸易的进出口总额由1978年的206.4亿美元快速增长到2011年的3.54万亿美元，2011年同比增长22.5%，33年间进出口金额增长超过176倍。其中，出口贸易额从1978年的101.4亿美元迅速增长到2011年的5317.93亿美元。0海关数据显示，2012年前三季度，广东省进出口贸易总值为7156.2亿美元，同比增长6.1%，其中9月份进出口规模再次刷新月度历史纪录，9月单月出口值突破500亿美元。广东省自改革开放以来，进出口总值一直保持在全国的领先位置和高企的外贸依存度。然而，在对外贸易飞速发展的同时，许多国内外学者的研究指出，对外贸易的快速发展往往伴随着碳排放的增加。国际能源署预测未来20年中国的碳排放平均增速将高达2.7%，居全球首位。

　　广东省作为我国经济发展的大省，有必要扮演好碳排放先驱的角色，促进大范围的减排活动和可持续发展。全球化贸易与发展已经成为当今社会经济发展的重要模式，对贸易与环境之间的互动关系进行探讨研究显得非常必要。作为以外资导向型外贸为特色的广东省，从对外贸易的角度探讨广东省经济可持续发展具有一定的现实价值。

　　关于研究出口贸易与碳排放之间的关系。相关的研究主要集中在以下两个方面。一是用计量分析工具将研究重点放在出口贸易与碳排放之间的关系，现有的文献大部分都是研究出口贸易对碳排放的影响，少数文献则研究碳排放对出口贸易的影响。张菲菲（2010）研究了湖北省出口贸易对碳排放的影响，对1978—2008年的数据进行ADF检验、协整检验和Granger检验，协整检验显示二者存在长期关系，出口增长1%会导致碳排放增长0.15883%，Granger检验表明，湖北省出口贸易是碳排放量增加的格兰杰原因。。许广月、宋德勇（2010）根据碳排放因素分解法计算出我国1980—2007年的碳排放量，然后实证分析了出口贸易、经济增长与碳排放量之间的动态关系。结论显示，3个变量间存在长期协整关系：出口贸易是碳排放和经济增长的Granger原因，而经济增长不是碳排放的Granger原因：碳排放对出口贸易的响应强度不断增强，随后不断较少，直至达到最小值；碳排放对经济增长的响应强度由负变正，且不断增强，达到最大值后减少。二是从全球价值链的角度对出口贸易和碳排放之间的关系进行分析，大多利用投入产出模型和结构分解模型进行分析。李斌、彭星（2011）引入了全球价值链视觉，通过联立方程计量经济学模型对中国1995—2010年的时间序列数据进行实证分析，研究结果表明：对外贸易规模的扩张、技术的不断进步及逐渐融入全球价值链是对外贸易影响中国碳排放的三大主要因素，而对外贸易商品结构的差异对碳排放的影响则不显著。杜运苏（2011）从贸易中隐含碳排放的测算方法出发，利用投入产出模型，总结了我国对外贸易中隐含碳排放失衡、碳排放责任认定及影响因素三个方面的研究进展，并且指明了未来的研究方向。

　　由于现有的相关研究大部分都集中在对全国范围的研究，相比而言对小范围或区域发展的研究成果则比较少。广东省作为我国对外贸易发展的先驱，研究广东省出口贸易与碳排放之间的关系具有一定的价值，能为我国其他省份的发展提供参考。本文将选取广东省1985—2011年共27年的对外贸易时间序列数据以及根据能源消耗计算出各年的碳排放数据，利用计量经济学的工具对出口贸易和碳排放之间的关系进行实证分析，探讨两者之间的关系从而为对外贸易政策和碳减排方案提供具有实践性的建议，推动省域低碳经济健康发展。

　　1.模型设计。为了更针对性地分析广东省出口贸易对碳排放的影响，本文将不考虑其它因素的影响，将广东省出口贸易额和碳排放量作为同一模型下的两个变量，其中广东省出口贸易作为自变量，碳排放量作为因变量，建立广东省出口贸易对碳排放影响的实证分析模型。模型为：

　　其中，LnC是LnCarbon的简写，为碳排放量的对数值；LnE是LnExport的简写，为出口贸易的对数值；二者分别是模型中的因变量和自变量。将变量取自然对数是为了消除异方差的影响，提高模型的拟合度效果，更准确地验证变量之间的关系。模型中，α是截距项，μ是残差项，β是待估计的变量系数。若估算出来的β值为正数，则表明广东省出口贸易的增加会导致碳排放的增加；反之，则广东省出口贸易的增加有利于碳排放的减少。鉴于我国的出口贸易结构还处于粗放型和高能耗的发展阶段，因此，本文实证分析理论预期在该模型中β为正数。

　　2。研究方法。本文的实证分析分为五个步骤，采用定性和定量分析相结合的方法。第一步，定性分析与现状描述。对广东省1985—2011年27年来的对外贸易发展情况和碳排放量现状进行定性的分析和描述。第二步，平稳性检验。平稳性检验简称为ADF检验，利用该方法对LnC和LnE序列数据进行稳定性检验。第三步，协整检验。在平稳性检验的基础上，运用Johanson协整检验实证分析二者是否存在长期的协整关系。第四步，误差修正检验。误差修正模型也称ECM模型，该模型将建立在协整检验的基础之上，检验变量之间的短期变动关系。

　　1.出口贸易数据的来源与处理。广东省历年的出口贸易数据可以通过官方的统计获得，数据来源于历年《广东统计年鉴》以及《新中国六十年统计资料汇编》。为了消除价格变动的影响，本文以1985年为基期对后续各年的出口额进行CPI平减处理。CPI指数数据来源于历年《广东统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》。

　　2.碳排放数据的计算。由于目前为止尚未有固定标准统计出来的碳排放数据，而碳排放量的多少与能源的使用息息相关，因此碳排放量数据需要在能源使用的基础上获得，国际上通常是通过能源消耗来计算的。按能源品种核算碳排放量，碳排放的能源品种主要有煤炭、石油和天然气。目前国内关于碳排放的测算主要采用碳排放系数和能源消耗计算获得。本文通过《广东统计年鉴》和《新中国六十年统计汇编》收集到广东省历年的各类主要能源的具体消费数据。

　　本文假设电力不产生碳排放，分析集中在煤炭、石油和天然气三类能源的消耗上。本文参考徐国泉等（2006）研究提出的碳排放计算模型，该模型在测算碳排放量上具有很好的参考意义和代表性。依据Kaya恒等式，利用对数均值迪氏分解法计算广东省1985—2011年的碳排放量，具体计算公式为：

　　公式中，TC为碳排放总量，i为能源种类，Ei表示能源i的消耗量，E表示能源的消耗总量，Ci表示能源i的碳排放量，Si表示能源i在能源消耗总量中所占的份额，Fi表示各种能源的排放系数。则进一步推导出碳排放总量的公式为：

　　碳排放系数是指每一种能源燃烧或使用过程中单位能源所产生的碳排放量，该排放系数是在正常的技术和管理条件下的统计平均值。通过查阅相关文献，本文查阅到美国能源部、日本能源经济研究所和国家发改委能源研究所等五个权威机构统计的能源碳排放系数。

　　为了使碳排放数据更准确，综合上述几个机构所的碳排放系数，本文最终采用的能源碳排放系数将取上述数据的均值，则本文所取的煤炭、石油和天然气的碳排放系数值分别是0.73592、0.5625和0.4269。综合各种能源使用的数据及对应的能源碳排放系数，计算得出广东省1985—2011年各年碳排放量（见表-2）。

　　1.定性分析与现状描述。在进行实证分析前，首先对广东省1985—2011年的对外贸易额和碳排放量进行初步的数量走势分析。随着广东省对外贸易的稳步发展，碳排放量保持着逐年上升的趋势，在进入21世纪后首次超过4000万吨的排放量，并以加快的速度持续地增长。到201 1年底止，广东省的碳排放量达到了1.1亿吨左右，是1985年碳排放量的8倍多，显示了广东省碳排放的快速增长情况。同时，根据对数据处理的结果，本文在进行了简单的定性分析后，参考张晓峒（2010）编著的Eviews使用指南并利用计量软件Eviews6.0对广东省1985—2011年出口贸易对碳排放的影响进行实证分析。根据前述的模型设计，在实证分析前对各年的出口贸易和碳排放数据进行取自然对数处理。

　　2.平稳性检验。本文采用ADF检验对时间序列数据进行平稳性检验。根据AIC准则确定变量的滞后阶数，计量软件Eviews 6.0操作分析的结果显示，LnE和LnC两个变量在1%、5%和10%的显著水平下均不能拒绝存在单位根的假。