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
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]广东省；出口贸易；碳排放；实证分析
[中图分类号]F752、8 [文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2013）09-0059-04
一、引言
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。
二、广东省出口贸易的碳排放研究
（一）模型设计及研究方法
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：
LnC=α+βLnE+μ （1）
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。
（二）数据来源与处理
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：
TC=∑i（Ei/E）*（Ci/Ei）*E=∑iSi*Fi*Ei （2）
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：
碳排放总量=∑能源i的消费量*能源i的碳排放系数 （3）
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）。
（三）实证分析
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设，两个变量的一阶差分序列分别在5%和10%的显著性水平下通过了平稳的显著性检验。因此，LnE和LnC两个变量的水平序列是不平稳的，而一阶差分序列是平稳的，即为一阶单整I（1），接下来可以进一步进行协整检验。
3、协整检验。根据上述的ADF平稳性检验结果，序列LnE和LnC都是一阶单整I（1）序列。由于上述序列均通过了平稳性检验且两个变量都是同阶单整的，这就符合协整检验的前提条件，接下来可以对变量进行进一步检验与分析，检验二者之间是否存在长期协整关系。本文的协整检验采用Johanson最大似然检验法，检验结果如表-4所示。无约束协整秩检验在轨统计量和极大特征值均表明在5%的显著性水平上拒绝了没有协整向量的假设，说明了LnC和LnE两个变量之间存在着协整关系，二者的长期均衡协整关系为：
LnC=0、550835*LnE+0、839582 （4）
（0、02064） （0、19176）
协整方程中括号内为相应的误差项，估计方程的似然比为65、47399。由协整方程可知，广东省碳排放量对出口贸易的弹性系数为0、550835，即广东省出口贸易增长1%，相应导致的碳排放量就会增长0、550835%。以此看来，广东省出口贸易对碳排放具有不利影响，出口贸易增加会导致碳排放的增加。
4、ECM误差修正模型。上述的检验结果表明广东省的出口贸易与碳排放之间存在长期协整关系，但接下来需要进一步对变量之间的短期变动关系进行检验。本文采用ECM误差修正模型进行分析，误差修正模型能反映具有协整关系变量的序列，能检验自变量离开均衡状态时的偏差值以解释因变量的调整值，反映了序列与均衡之间的关系。因此，根据上述的协整检验，可建立如下误差修正模型：
DlnCt=0、018001+0、224847*DlnE+0、465062*DlnCt-1-0、074995*DlnEt-1-0、523393*ECMt-1
（0、669554）（2、298364） （1、452801） （-0、684496） （-1、444384）
DW=2、063265，Logl=41、86134
回归结果显示，该模型通过了显著性检验，变量的变动方向与长期均衡模型的变动方向一致，出口贸易的短期变动对碳排放存在不利影响，本期的出口贸易每增加1%，碳排放则增加0、225%。由于短期的调整系数是显著的，具体数值为-0、523393，符合反向修正机制，表明了碳排放与长期均衡值的偏差中的52、3%被修正。该模型反映了LnC受LnE影响的短期波动规律，表明广东省出口贸易对碳排放二者之间存在紧密的联系。
三、结论与建议
本文对广东省1985—2011年的出口贸易与碳排放数据，针对出口贸易对碳排放的影响进行实证分析，实证研究结果表明出口贸易与碳排放之间存在长期均衡稳定关系，出口贸易每增加一个单位，碳排放量就会增加0、55个单位。误差修正模型表明了广东省出口贸易与碳排放二者之间在短期内存在紧密联系，在短期内，碳排放受到出口贸易的波动影响。本文将对广东省出口贸易以及低碳经济的发展提出一些政策与建议，以推动省域经济的健康可持续发展。
（一）创新和推广低碳技术，大力发展低碳经济
要切实减少碳排放，最根本的途径是减少对化石能源的使用和依赖，需要政府和社会各界加强在技术和科技创新方面的投入，走新型可持续发展的绿色道路。从长远来说，发展低碳经济需要在政府和社会的共同努力下，创建自有品牌，鼓励全社会进行自主创新，改变粗放经济发展模式，通过发展低碳技术，促进相关低碳高科技产业的发展，带动本国经济走向复苏。同时，加大对新兴绿色能源和可再生能源的研究，争取在可替代能源领域保持的优势，不断引领科技发展的潮流，避免消极被动应付。
（二）构建碳交易平台，积极推动碳排放交易
2012年初国家发改委正式批准全国七个省份启动碳排放交易试点，政府应进一步顺应时展的潮流和趋势，大力推广碳排放交易试点，扩大碳排放交易试点的范围，推动碳产业成为经济发展的新增长点。同时，适应全球低碳经济发展的趋势，着力构建完善的碳交易体系，建立碳交易的平台，全面推动碳减排。
（三）优化出口贸易结构，促进产业布局升级
广东省的出口贸易伴随着改革开放得到快速的发展，出口贸易中工业制成品的比例占据了90%以上，对环境带来了非常不利的影响，同时，出口贸易也是拉动经济发展的一大动力，因此，必须重视出口贸易对环境和气候带来的负面影响，对出口产品加征税收以提高出口产品的品质。在优化出口贸易结构的同时，需要以低碳技术为契机，降低经济对出口的依赖，积极调整产业结构，力争将劳动密集型产业向高新技术产业的发展转型，促进产业链的有效整合，利用广东省自身的地理区位优势、人口资源优势和国家倾斜政策吸引外商投资。
（四）构建低碳产业体系，完善法律法规
广东省作为全国经济发展的先驱，应在低碳产业发展体系的构建中扮演带头的角色，积极推动环保节能项目、传统产业节能减排、清洁发展机制项目和增加森林碳汇等方面的发展，提高节能效果。构建低碳产业体系的同时，要逐步完善有关碳减排的相关法律法规，为低碳经济的发展提供有效的法律保障机制。欧盟国家的成功实践表明，能源税、碳税和排放交易机制等财税政策是促进碳排放的有效途径。
注释：
①广东统计年鉴[Z]、广东省统计信息网、
②中华人民共和国海关总署广东分署官网、
③冯相昭、碳减排还有哪些潜力可挖？[J]、环境保护，2011，（10）：40-42、
④张菲菲、湖北省出口贸易对碳排放的影响研究[J]、中国商界，2010，（2）：203、
⑤许广月，宋德勇、我国出口贸易、经济增长与碳排放关系的实证研究[J]、国际贸易问题，2010，（1）：74-79、
⑥李斌，彭星、国对外贸易影响环境的碳排放效应研究——引入全球价值链视觉的实证分析[J]、经济与管理研究，2011，（7）：40-48、
⑦杜运苏、我国对外贸易中隐含碳排放增长的结构分解分析[J]、国际贸易，2011，（5）：19-24、
关键词：中印；商品贸易；竞争性；互补性
中图分类号：F71 文献标志码：A 文章编号：1673—291X（2012）28—0186—03
引言
中国和印度作为世界上最大同时也是发展最快的发展中国家，存在较多的相似之处，两国地理位置领近，经济发展水平接近，自然资源禀赋相似，而且人多地广，这使得中印两国存在着一定的竞争关系。随着中印政治和经贸关系的不断加深，两国贸易得到了飞速的发展，目前，中国已成为印度的第一大贸易伙伴，而印度是中国第九大贸易伙伴，也是中国在南亚地区最大的贸易伙伴。2004年中印贸易总额为136亿美元，2010年中印贸易总额达到617亿美元，两国双边贸易总量和规模不断扩大，但与两国国际贸易中的实际地位和经济实力却并不相称。2010年中印贸易总额仅占中国对外贸易总额的2、08%，占印度对外贸易总额的11、5%，可见双方存在巨大合作潜能和发展空间。因此，研究中印商品贸易的竞争性与互补性，有利于两国发挥各自比较优势产品，加强经贸合作，积极促进两国经贸发展。
一、指标选取和数据来源
（一）测度指标的选取
1、贸易结合度指数。贸易结合度指数是一种用来衡量国家间贸易联系紧密程度的指标，它是指一国对某一贸易伙伴国的出口占该国出口总额的比重与该贸易伙伴国进口额占世界进口总额的比重之比。计算公式为：
TCDab=（Xab/Xa）/（Mb/Mw）
式中，TCDab表示a国与b国的贸易结合度指数，Xab表示a国对b国的出口额，Xa表示a国的出口总额，Mb表示b国的进口总额，Mw表示世界的进口总额。
如果TCDab>1，说明a国和b国在贸易上联系紧密；如果TCDab
2、显示性比较优势指数。显示性比较优势指数（Revealed Comparative Advantage Index，RCA），是反映一个国家（地区）的某种产品是否具有比较优势的一个衡量指标。一国（地区）出口某种产品的显示性比较优势由该产品在该国出口中所占的份额与占世界出口中所占的份额的比重表示，计算公式为：
RCAij=（Xij/Xi）/（Xwj/Xw）
式中，Xij表示i国j种产品的出口额，Xi表示i国的出口总额，Xwj表示世界贸易中j种产品的出口总额，Xw表示所有世界贸易中所有产品的出口总额。
当RCAij>1时，说明i国的j类商品的出口具有较高的比较优势；当RCAij2、5，则说明i国在k商品上具有强竞争优势；若1、25
3、贸易互补性指数。贸易互补性指数用于衡量两国贸易互补程度，考察两国贸易发展的潜力。它主要通过以一国（地区）某一种产品出口衡量的比较优势乘以另一贸易伙伴国该产品进口衡量的比较劣势来测度。计算公式为：
Ckij=RCAkxi×RCAkmj
式中，Ckij为i国和j国k产品的贸易互补性指数。其中，RCAkxi表示用出口来衡量的i国在k产品上的比较优势，RCAkmj表示用进口来衡量的j国在k产品上的比较劣势。计算公式分别为：
RCAkxi=（Xki/Xi）/（Xkw/Xw）
RCAkmj=（Mkj/Mj）/（Mkw/Mw）
式中，Xki表示i国k产品的出口总额，Xi表示i国的出口总额，Mkj表示j国k 产品的进口额，Mj表示j国的进口总额，Xkw表示世界k产品的出口额，Xw表示世界的出口总额，Mkw表示世界k产品的进口额，Mw表示世界的进口总额。
如果Ckij>1，说明两国的贸易互补性强，如果Ckij
（二）数据来源与统计范畴
本文分析中所采用的统计数据主要来源于联合国统计署的贸易数据库（UN COMTRADE），具体分类方法采用联合国国际贸易标准分类（SITC Rev、3）分类法。在此分类中，SITC将所有产品分为十大类，0～4类为初级产品，5～8类工业制成品，9类为没有分类的其他商品。其中，5类为化学品及有关产品，7类为机械及运输设备，这两类主要为资本或技术密集型产品；6类为轻纺产品、橡胶制品矿冶产品及其制品，8类为杂项制品，这两类主要为劳动或资源密集型产品。本文以0～4类的初级产品和5～8类的工业制成品的相关数据作为样本数据。为了动态考察中印商品贸易的变化，本文选取了2004—2010年的数据。
二、分析结果
【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=GSi MjΦij
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…、、2015 α0，……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…、、2015 β0，……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 | VIF 1/VIF
----------+----------------------
ddlCGDP | 2、32 0、431207
ddlGDP | 1、92 0、520615
ddlcpop_pop | 1、44 0、695301
P1 | 1、30 0、768397
----------+----------------------
Mean VIF | 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…、、2015 β0，……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
【关键词】矿产品贸易；比较优势；产业内贸易；贸易互补性
一、引言
中国与作为东盟成员国之一的越南山水相连。随着2001年中国加入wto和越南社会主义市场经济体制的确立及2010年中国—东盟自由贸易区的建立，中国与越南的经贸联系已变得密不可分。工业是一国经济的重要组成部分，而矿产资源则是该产业重要的物质基础，为获取和利用所需矿产资源除本国开发外，国际贸易也必不可少。中越两国均有着丰富的矿产资源，从矿产品贸易整体情况看，2001至2011年两国矿产品国际贸易总额均获得较大增长；在国际贸易中，中国以贸易逆差为主，而越南则以贸易顺差为主；在双边贸易中，以中国的逆差形式表现。本文将在对中国与越南矿产品贸易进行统计描述与实证分析的基础上，揭示双边贸易关系，为进一步开展双边矿产品贸易及矿业合作提供科学决策依据。
本文所研究的矿产品为国际贸易通行的《商品名称和编码协调制度》（《harmonized modity description and coding system》，简称hs）下的第五大类，包括25、26、27三章共67节。三章分别为：第25章盐、硫磺、土及石料、石灰及水泥等；第26章为矿砂、矿渣及矿灰；第27章矿物燃料、矿物油及其产品、沥青等。
二、中国与越南矿产品贸易现状及特征
（一）中国矿产品国际贸易现状及特征
2001年至2011年，中国矿产品出口贸易总额由98、42亿美元增加到368、22亿美元，年均增速①13、94%，进口贸易总额由224、74亿美元急剧增长至4322、16亿美元，年均增速34、40%，远高于出口增长率，贸易逆差额不断扩大。由于受世界金融危机影响，2009年进出口贸易总额均出现大幅减少，进口下滑24、88%，出口下滑37、58%，进口贸易总额于2010年便很快恢复并超过2008年的贸易水平，而出口贸易总额至2011年也未能恢复。
图2、1 中国矿产品世界贸易现状（单位：亿美元）
中国矿产品进出口主要集中在26和27两章。从小节来看，排名前11的产品贸易额要占贸易总额的90%以上。进口矿产品主要为：石油原油、气及相关提取物；煤；铁、铜、锰、镍、铅矿砂及其精矿。出口矿产品主要为：石油原油、气及相关提取物；煤；电力；水泥；镁；钼矿砂及其精矿。
表2、1 中国主要进出口矿产品②
中国主要进口矿产品 中国主要出口矿产品
2709、2601、2710、2603、2701、2711
2602、2707、2713、2604、2607 2710、2701、2704、2709、2716
2711、2523、2613、2712、2713、2519
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
图2、2 越南矿产品世界贸易现状（单位：亿美元）
（二）越南矿产品贸易现状及特征
越南矿产品出口贸易总额接近中国的1/3，而进口贸易总额则远低于中国。2001年至2008年，出口贸易总额由35、12亿美元增加到129、64亿美元，年均增速达20、51%，受世界金融危机影响，下滑至2009年的87、79亿美元，后虽有所恢复，但到2011年也未能恢复至2008年水平；进口贸易总额由2001年的20、93亿美元增长至2008年的129、03亿美元，年均增速29、67%，同样由于世界金融危机影响，2009年下滑至的79、83亿美元，至2011年也未能恢复，但自2008年以后越南的矿产品世界贸易基本达到平衡（见图2、2）。
越南矿产品进口主要集中在25和27两章，出口主要集中在27章。从小节来看，与中国类似排名前11的产品贸易额要占贸易总额的90%以上。进口矿产品主要为：石油原油及相关提取物；煤；电力；石蜡；石膏。出口产品主要为：石油原油及相关提取物；煤；磷；钛、铁、铜、铌、钽、钒或锆矿砂及其精矿。
表2、2 越南主要进出口矿产品
越南主要进口矿产品 越南主要出口矿产品
2710、2711、2523、2716、2713
2709、2701、2714、2712、2520、2707 2709、2701、2710、2614、260
1
2523、2505、2510、2603、2615、2704
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
（三）中越双边矿产品贸易现状及特征
综合历年双边贸易情况，越南出口中国的矿产品占越南出口贸易总额的20%以上，中国为越南重要的矿产品出口市场。2001年至2011年中国从越南进口的矿产品由7、56亿美元增长至32、32亿美元，年均增长率15、64%；同时中国出口至越南的矿产品也由4、08亿美元快速增长至18、95亿美元，年均增长率22、68%。在中国进口越南矿产品方面，国际金融危机对中越双边矿产品贸易影响不如中国—东盟自由贸易区的成立大，国际金融危机时，进口额由2008年的20、63亿美元减少至2009年的19、78亿美元，仅减少4、10%，而中国—东盟自由贸易区的成立则使得进口额由2010年的21、33亿美元迅速增加至2011年的32、32亿美元，增长51、50%；在中国出口越南方面，两件大事几乎没有什么影响。
图2、3 中越矿产品双边贸易现状（单位：亿美元）
中国自越南进口的矿产品主要集中在26与27两章，而出口主要集中在25与27两章。从小节来看，取进口或出口贸易额占各自双边贸易总额99%以上排名前13位的矿产品。中国从越南进口的矿产品主要有：石油原油及提取油类；煤；水泥；铁、钛、铜、锌、锰、铅、钨、铌、钽、钒或锆矿砂及其精矿。中国出口至越南的矿产品主要有：石油原油、气及相关提取物；煤；电力；水泥；高岭土；石蜡；石膏；长石。
表2、3 中越双边贸易主要矿产品
中国从越南进口主要矿产品 中国出口越南主要矿产品
2709、2701、2601、2614、2603、2615
2710、2610、2523、2608、2602、2607、2611 2710、2711、2716、2712、2713、2704
2709、2523、2512、2701、2507、2523、2520
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
三、中国与越南矿产品贸易实证分析
（一）中国与越南矿产品贸易的实证方法
1、出口显性比较优势指数
产品竞争力是衡量一国或地区参与国际分工和贸易竞争力的重要指标，我们首先需要了解中越两国在哪些矿产品上具有竞争优势，可以大量出口。而出口显性比较优势指数能够很好的对产品竞争力进行测量。其表达式为：
式中，为a国i类矿产品出口显示性比较优势指数，当时，表示a国i类矿产品具有极强比较优势。表示a国i类矿产品出口额，表示a国所有矿产品出口额，表示世界i类矿产品出口额，表示世界所有矿产品出口额。
2、进口显性比较劣势指数
除了需要知道中越在哪些产品方面具有竞争优势外，还需要对两国具有劣势的产品有所了解，而进口显性比较劣势指数为其提供了一种较好方法。表达式为：
式中，表示b国进口显示性比较劣势指数，当>2、5时，表示a国i类矿产品具有极强比较劣势。表示 b国i类矿产品进口额，表示b国所有矿产品进口额，表示世界i类矿产品出口额，表示世界所有矿产品出口额。
3、贸易互补性指数
贸易互补性指数是指a与b国在某种（类）产品上的贸易互补关系。对单节矿产品测算公式为：；
对所有产品测算公式为：
式中为权重，为第i类矿产品双边贸易额与双边全部矿产品贸易额的比值。tci大于1则表示双边互补性较强。
4、产业内贸易指数
在弄清楚了中越两国矿产品在国际贸易中的优势和劣势及互补性的同时，我们还需要弄清楚的就是该产品在两国双边贸易中是以产业内贸易模式存在还是以产业间贸易模式的存在。巴拉萨（b、balassa）曾经提出测量产业内贸易重要性程度的指标——产业内贸易指数（index of intra—industry trade，简称iit）。表达式为：
式中表示a国对b国i类矿产品的出口额，表示a国对b国i矿类产品的进口额。由于该指数职能对某类产品进行衡量，而不能反映整个产品产业内贸易的情况，为此grubel和lloyd在此指数的基础上建立了g—l指数。表达式为：
（二）中国与越南矿产品贸易实证结果分析
从计算结果看，中国出口至世界具有极强比较优势的矿产品品种远多于越南，中国有30小节，主要集中在第25章（有21小节）和27章（有7小节），而越南仅有10小节，主要集中在25章（有5小节）和26章（有4小节）。中越在2505、2506、2511、2701四小节上都具有极强的比较优势，但
前三节越南的指数值要高于中国，在2701节则中国要高于越南。
表3、1 中国与越南具有极强比较优势的矿产品③
中国具有极强比较优势的矿产品 越南具有极强比较优势的矿产品
2501（2、09）、2502（11、16）、2503（33、67）、2504（3、60）、2505（4、01）、2506（2、85）、2507（10、85）、2508（5、80）、2510（31、15）、2511（3、38）、2512（3、38）、2513（3、63）、2514（17、93）、2517（2、51）、2518（4、59）、2519（24、11）、2523（5、69）、2525（11、72）、2526（12、92）、2529（15、52）、2530（7、80）、2613（8、09）、2621（8、32）、2701（5、55）、
2704（24、29）、2706（7、37）、2708（11、27）、2712（14、70）、2713（2、86）、2716（2、71）
2505（4、45）、2506（3、72）、2511（6、05）、2521（2、80）、2522（3、11）、2611（5、39）、2614（13、08）、2615（3、43）、2617（11、05）、2701（2、97）
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
表3、2 中国与越南具有极强比较劣势的矿产品
中国具有极强比较劣势的矿产品 越南具有极强比较劣势的矿产品
2503（3、05）、2515（5、21）、2516（2、95）、2528（2、92）、2601（5、11）、2602（4、16）、2603（2、42）、2604（5、87）、2605（6、44）、2607（3、17）、2610（6、84）、2611（3、42）、2615（3、89）、2617（4、75）、2619（5、12）、2702（7、25） 2506（3、11）、2512（4、59）、2514（2、84）、2520（7、95）、2523（2、98）、2524（14、27）、2529（2、75）、2611（11、17）、2617（14、13）、2705（13、97）、2710（3、84）、2712（3、45）、2714（16、18）、2715（7、03）
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
在具有极强比较劣势的矿产品方面，中越具有的品种数量基本相同，中国有16小节，越南有14小节，中国主要集中在26章（有11小节）和25章（有4小节），越南主要集中在25章（有7小节）和27章（有5小节）。中越在2611和2617这两章上均具有极强劣势，但越南指数要高于中国。
通过表3、2的分析，我们基本可以推断，中越在国际贸易中将会有着较强的互补性。事实也是如此，通过计算中越矿产品总体贸易互补性指数如图3、1所示。
图3、1 中越矿产品贸易互补性
从图3、1我们可以得知，中越矿产品互补性指数值自2001年以来均高于1，且呈增长趋势，说明了双方矿产品国际贸易均有较高互补性，且这种互补性还在不断增强。2010年以前中越互补性指数值要高于越中，但到2011年越中指数值急速增长，远超中越。
中国对越南具有较强互补性的品种约为越南对中国的两倍。中国对越南主要集中在第25章（有20小节），其次是27章（有8小节），越南对中国主要集中在第26章（有9小节），其次是25章（有4小节）。双边所共有的为2505和2506两节。通过分析，我们大致可以推断，双边以产业间贸易为主。
表3、3 中国与越南具有较强互补性的矿产品
中国对越南越具有较强互补性的矿产品 越南对中国具有较强互补性的矿产品
2501（2、56）、2504（11、56）、2505（1、35）、2506（17、95）、2507（3、89）、2508（20、58）、2511（4、52）、2512（14、69）、2513（5、58）、2514（39、76）、2516（1、12）、2518（2、01）、2519（19、46）、2520（9、97）、2523（16、35）、2524（17、14）、2525（11、21）、2526（19、48）、2529（41、98）、2530（8、52）、2618（1、77）、2621（15、96）、2704（13、42）、2708（2、07）、2710（5、42）、2712（51、40）、2713（5、86）、2714（1、14）、2715（5、68）、2716（2、58） 2505（1、41）、2506（1、54）、2515（2、68）、2516（2、04）、2601（1、11）、2602（2、55）、2607（1、82）、2610（15、10）、2611（15、66）、2614（16、51）、2615（15、16）、2617（36、32）、2619（2、19）、2701（2、15）、2709（1、61）
资料来源：根据un trade数据库数据计算整理得出。
为验证上述推断，计算双边矿产品产业内贸易（g—l）指数，所得结论与上面推断一致。见图3、2。通过该图，我们可以得知，中越矿产品产业内贸易水平极低（虽2010年有较大增长，但其值约为0、07，远小于0、5），但近几年也略有增长。
图3、2 中越矿产品产业内贸易
四、结论及
启示
（一）结论
在世界贸易中，2001—2011年中国矿产品进口增长率高于出口增长率，贸易逆差不断扩大，而越南2001—2008年处于贸易顺差地位，2008—2011年基本处于贸易平衡状态；在双边贸易中，以中国的逆差形式表现。中国出口至世界具有极强比较优势的矿产品品种远多于越南，而在具有极强比较劣势的矿产品方面，中越具有的品种数量基本相同。中越双方矿产品在国际贸易具有较高互补性，且这种互补性还在不断增强；2010年以前中越互补性指数值要高于越中，但到2011年越中指数值急速增长，远超中越。中越矿产品产业内贸易水平极低，双边以产业间贸易为主。
（二）启示
第一，利用中国—东盟自由贸易区发展的契机，深入研究我国与越南的矿产品贸易政策以及两国的矿产品市场信息，加强对我国国内相关企业的政策指导和信息咨询，提高企业的竞争力。
第二，进一步加强与越南的资源外交，如：依据中越矿产品的贸易互补性，向越南出口第25章的矿产品，从越南进口第26章的矿产品；同时，继续以中越矿产品产业间贸易发展为主，并同时推动产业内贸易的发展。保障我国矿产品出口的市场份额不断扩大和矿产品进口的稳定供应，争取一个持久稳定的地缘政治环境。
第三，我国仍需加大对矿产品深加工技术的科技投入，提高我国矿产品的附加值以及在越南市场的竞争力，以进一步密切中越矿产品贸易合作。
第四，从我国国防安全和经济发展的角度，建立国家矿产资源储备体系。
注释：
①本文年均增速指的是几何平均增速。
②各代码名称见附表；产品的选取则根据11年贸易额取均值进行排名得出。
③产品根据计算11年指数值的均值选取，表3、2与3、3以相同方式选取。
参考文献：
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[2]曾军，张瑶，侯淼淼、云南省与越南进行矿产资源开发的合作优势研究[j]、东南亚纵横，2011（12）：31-34、
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[5]葛振华，郑勇军，肖荣阁、中国矿产品进出口贸易特点及建议[j]、资源与产业，2009，6（11）：103-109、
关键字 人民币实际有效汇率 加工贸易 一般贸易
一、引言
（一）研究背景
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。
图1 我国出口贸易方式结构变迁图
数据来源：《中国统计年鉴》，2009年
图2 我国进口贸易方式变迁图
数据来源：《中国统计年鉴》，2009年
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。
（二）相关文献综述
1、国外相关研究
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。
2、国内相关研究
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。
二、人民币汇率对我国进出口贸易方式影响的实证分析
（一）数据选取
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。
（二）平稳性检验
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。
（三）协整分析
由于五个时间序列均是二阶单整的，故可以进行协整分析。
1、LJEX 和LREER
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：
可见，残差项是非平稳序列。因此LJEX 、LREER不存在协整关系。
2、LJIM 和LREER
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：
可见，残差项是非平稳序列。因此LJIM 、LREER不存在协整关系。
3、LYEX 和LREER
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：
可见，残差项是非平稳序列。因此LYEX 、LREER不存在协整关系。
4、LYIM 和LREER
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：
可见，残差项是非平稳序列。因此LYIM 、LREER不存在协整关系。
（四） ARMA模型估计
1、LJEX 和LREER
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%。
四、结论
一、引言 亚洲是中国农产品的主要出口市场，韩国是亚洲地区仅次于日本的第二大出口国家，因此研究中韩农产品贸易变得非常重要。庞德良和郑琼洁（2010）利用联合国贸易数据库（COMTRADE）数据分析了中日韩农产品贸易发展的变化特征和比较优势。王璐（2009）利用COMTRADE数据分析了中日韩4大类农产品的产业内贸易状况，得出中韩之间农产品以产业内贸易占主导地位。林平平（2010）也利用CONTRADE数据分析了中韩两国农产品产业内贸易状况，结果表明，中韩两国农产品产业间贸易较强，但各年表现不够稳定，但是其没有对农产品作一个界定。白描和田维明（2010）利用CONTRADE数据就中韩双边农产品产业内贸易作了实证研究，结果表明，中韩双边农产品贸易受到产业内贸易的明显推动。李明权和韩春花（2010）利用日本贸易振兴机构和韩国贸易协会网页上提供的统计资料的研究表明，中日韩之间农产品产业内贸易水平整体上较低。从现有研究看，以往研究存在一些不足：一是大部分学者将农产品作为一类产品，或者只分成几大类进行研究，无法深入了解各种农产品的贸易情况；二是几乎所有学者采用的是国际统计机构或者国外机构的数据。本文拟采用中国海关数据库数据，按农产品具体品种进行分类研究，是对现有研究的一个有益补充，对深刻把握中韩两国农产品贸易的演进趋势，促进两国农产品贸易结构调整，从而推动两国农产品贸易合作继续走向双赢具有重要的现实意义。 二、中韩农产品贸易发展现状 （一）韩国是中国农产品贸易的主要出口市场 中国加入WTO以来，对韩国的农产品出口年度波动较大，但总体保持增长趋势。20022007年出口额从20亿美元增长到36亿美元，增长76%。2008年和2009年受国际金融危机的影响，出口额连续下降，2010年出口强劲恢复，但仍低于2007年水平。20022010年出口额的年均增长达到6%。由于对韩出口额的增长低于中国农产品出口总额的增长，所以对韩国的出口比重呈下降趋势。20022007年该比重在9%~12%起伏波动。从2008年起，比重显著下降。2010年尽管对韩国的出口额强劲反弹，但是占出口总额的比重仅为7%。尽管如此，韩国依然是中国主要的农产品出口市场。见图1。 （二）中国从韩国进口的农产品规模相对较小 中国从韩国进口的农产品不断增长，但是进口规模较小，占中国农产品进口总额的比重也非常低。从20022010年，中国从韩国进口的农产品规模由1、27亿美元增长到4、21亿美元，年均增长14%。但进口规模非常小，占进口总额的比重不到1%。并且，由于20022010年中国从韩国的进口增长速度比中国农产品总进口的增长速度低了约8个百分点，因此中国从韩国的进口比重呈不断下降的趋势，从2002年的1、02%逐渐减少到2010年的0、58%。 三、中韩农产品贸易的产品结构 （一）中国主要向韩国出口的农产品 从出口额绝对量看，中国主要向韩国出口水产品、蔬菜、油子、谷物、粮食制品等农产品，其出口额均超过亿美元。其中，水产品的出口规模最大，并且呈现不断上涨的趋势。从20022010年，水产品出口额从6、98亿美元增长到13、34亿美元，增加近1倍。蔬菜是出口规模大且增长速度快的农产品，出口额从1、43亿美元增长到7、14亿美元，增加4倍多，成为第二大出口农产品。油子的出口规模相对较小，但是增长幅度较大，出口额从0、88亿美元增长到1、83亿美元，增加1倍多。谷物的出口规模也比较大，但是呈下降趋势，出口额从6、88亿美元减少到1、53亿美元，下降近80%。从出口额占该项产品出口总额的比重看，韩国在中国谷物、油子、药材、饼粕的出口市场中占有重要地位，其比重在10%以上。2010年，22%的谷物、15%的油子、13%的药材和11%的饼粕出口到韩国。但是，与2002年相比，除油子外，其余3个农产品出口到韩国的份额均有所下降，特别是谷物，比重减少了18个百分点。其他出口韩国的产品类别所占的比重大多也出现了下降，包括水产品、水果、棉麻丝、调味香料等。只有蔬菜、花卉、植物油的比重有小幅度增长。见表1。 （二）中国从韩国进口的主要农产品 从进口额绝对量看，中国从韩国进口的主要农产品是水产品和食糖，其进口额在2010年超过1亿美元，此外，饮品类、坚果、粮食制品的进口额较大，在千万美元以上。并且，大部分产品的进口都呈显著增长趋势。从20022010年，水产品的进口额从4106万美元增加到1、61亿美元，增加2、93倍；糖料及糖的进口额从3097万美元增加到1、07亿美元，增加2、44倍；饮品类产品的进口额从428万美元增加到3163万美元，增加6、4倍；粮食制品的进口额从432万美元增加到1459万美元，增加2、38倍。其他类别的农产品，中国从韩国的进口量比较小。从进口额所占比重看，中国从韩国进口的农产品比重普遍较小。大部分产品的进口份额不足5%，只有3个产品例外，一是食糖，2002年至今中国从韩国进口的食糖比重基本保持在10%以上；二是药材，2002年中国从韩国进口的药材比重仅2%，2006年增加到14%，2010年有所下降，但也达到9%；三是调味香料，2002年中国从韩国进口的调味香料比重仅2%，2006年高达23%，2010年降为7%。此外，过去中国从韩国进口的坚果比重也较大，接近20%，不过近年来下降幅度较大。 四、中韩农产品贸易的互补性 （一）产业内贸易指数 为了进一步分析中国和韩国之间的农产品贸易关系，本文使用Grubel-Loyd指数（GL指数）来表征中韩农产品贸易的互补性。GL指数是由Grubel和Lioyd（1975）创建的，用于衡量国家间产业内贸易的程度，因此也被称为产业内贸易指数。尽管GL指数测算时存在一些弊端，但还是被广泛运用于国际贸易分析中。具体测算公式如下：式中，X代表出口额，M代表进口额，j代表第j类产品。GL指数的取值范围在0~1之间，当数值为0时，表明该类农产品的全部贸易均为产业间贸易；当数值为1时，表明该类农产品的全部贸易为产业内贸易。数值越小，产业间贸易特征越突出，两国的贸易互补性越强。#p#分页标题#e# （二）各类农产品的GL值 使用中国海关数据库提供的中国对韩国的各农产品类别的进出口贸易额，计算各产品类别的GL值。为了剔除个别年度的异常变化，这里分别计算2002年、2006年和2010年的GL数，再简均后得到GL平均值。并且，对GL值进行阶段细分。①GL值为0时，表明该产业为完全的产业间贸易，贸易互补性最强；②GL值处于（0，0、25］时，表明该产业以产业间贸易为主导，贸易互补性较强；③GL值处于（0、25，0、5）时，表明该产业为弱产业间贸易，仍具有贸易互补性；④GL值处于［0、5，0、75）时，表明该产业贸易中产业内贸易比重过半，为弱产业内贸易，具有一定的竞争性；⑤GL值处于［0、75，1］时，表明该产业贸易中产业内贸易为主导，具有较强的竞争性。具体指数数值和贸易类型分析如表3。其中，饼粕、干豆、薯类和油子的所有GL值均为0，说明中韩这些产品的贸易为完全的产业间贸易，根据前面的分析，这些产品基本上都是中国对韩国出口，没有韩国对中国的出口。谷物、蔬菜、棉麻丝、药材、水果、植物油、粮食制品、水产品、畜产品、其他农产品、精油等产品的GL值在0~0、25间，因此也是以产业间贸易为主导。调味香料、饮品类和花卉的GL值在0、25~0、5间，也为产业间贸易，只是程度较弱。只有食糖和坚果的产品GL值在0、5以上，为产业内贸易，存在一定的竞争性。可见，绝大部分农产品的GL值较低，产业间贸易特征显著，说明中韩农产品贸易的互补性较强。 （三）产业内贸易特征 中韩农产品贸易中主要以产业间贸易为主，只有少数产品产业内贸易比重较大，主要是食糖和坚果，此外近年来饮品类的产业内贸易程度在加深。这里对这3类产品作进一步的分析。按照中国海关数据库中的产品分类，将糖料和成品糖归为一类，不过国际贸易中以成品糖为主。成品糖中又主要包括甘蔗原糖、甜菜原糖、砂糖以及乳糖、糖浆等糖食。这些细项产品进出口数据的分析表明，中国从韩国进口砂糖，出口乳糖、糖浆等糖食。坚果;类产品主要包括鲜干坚果以及坚果制品，在中韩贸易中主要是中国从韩国进口鲜干坚果，同时出口花生酱等坚果制品。饮品类;产品的种类比较复杂，中韩贸易中主要是中国从韩国进口啤酒、高度酒以及饮料等，同时主要出口乙醇等产品。产业内贸易可以进一步细分为垂直型和水平型。水平型产业内贸易的产品质量相似，只是在产品特性或属性上有所不同，是基于消费需求多样化和产品生产规模化、专业化而发生的。垂直型产业内贸易的产品通常存在明显质量差异。 目前区分垂直型和水平型产品内贸易广泛使用的方法是由Greenawa、Hine和Milner（1995）提出的度量方法，即：GHMi=UVx/UVm式中，GHMi表示第i种农产品在一定时期内的产业内贸易结构指数；UVx和UVm分别表示第i种农产品的单位出口价值和单位进口价值，实证研究中通常分别用贸易产品的单位出口价格Px和单位进口价格Pm计算。当GHMi≤1-α或GHMi≥1+α时，属于垂直型产业内贸易；当1-α<GHMi<1+α时，属于水平型产业内贸易。α为离散因子，通常取常数0、15或0、25，这里取0、25，即如GHMi在（0、75，1、25）时，为水平型产业内贸易，贸易品相似性较强；如GHMi≤0、75或≥1、25时，属于垂直型产业内贸易，贸易品的相似性较差。见表4。经过计算发现，糖料及糖;类产品的GHM值变化较大，呈现显著的下降趋势，从水平较高的垂直型产业内贸易转变为水平型产业内贸易再变为水平较低的垂直型产业内贸易。坚果;类产品的GHM值较高，2002年、2006年和2010年的平均值为0、86，表明其水平型产业内贸易。饮品类;2002年和2006年的GHM值为0、64和0、61，2010年提高到0、94，即从垂直型产业内贸易转变为水平型产业内贸易。 五、结论及展望 通过执行多边和双边贸易协定，中国农产品贸易政策越来越开放。同时，政策执行能力不断提高，能够合理运用相关机制，积极应对各种贸易摩擦，维护公平贸易环境，能够紧跟国际国内市场和产业发展形势，灵活调整贸易政策，促进国民经济的协调发展。加入WTO以来，中国农产品的贸易发生了相应变化，进出口双向增长，贸易规模不断扩大。进口增速大于出口增速，贸易平衡由顺差转变为逆差。土地密集型产品进口快速增长和劳动密集型产品出口稳步增长成为中国农产品贸易的最大特征和趋势。韩国是中国农产品出口的主要市场之一，在中国农产品贸易中具有重要地位。中国主要向韩国出口谷物、水产品、蔬菜、水果、粮食制品等产品，进口水产品和食糖等产品，两国农产品贸易以产业间贸易为主，具有较强的互补性。