加工貿(mào)易穿行升級(jí)的影響因素理論分析（兩篇）

　　這篇貿(mào)易論文投稿發(fā)表了加工貿(mào)易穿行升級(jí)的影響因素理論分析，論文分析了加工貿(mào)易升級(jí)的影響因素，加工貿(mào)易穿行升級(jí)的影響因素理論分析，在理論上分析采用主成分的方法，對(duì)影響江蘇加工貿(mào)易出口升級(jí)的因素進(jìn)行實(shí)證分析。

　　關(guān)鍵詞：貿(mào)易論文投稿,加工貿(mào)易增值率,轉(zhuǎn)型升級(jí),主成分分析

　　一、引言

　　加工貿(mào)易指的是價(jià)值體現(xiàn)在加工環(huán)節(jié)的貿(mào)易。是一地區(qū)，利用本地區(qū)的優(yōu)勢(shì)資源對(duì)原材料或半成品進(jìn)行加工、裝配，再出口的區(qū)別于一般貿(mào)易的貿(mào)易方式。自上世紀(jì)80年代以來(lái)，江蘇便成為主要加工貿(mào)易基地。2016年江蘇的外貿(mào)與總額中，加工貿(mào)易的占比達(dá)43.5%。加工貿(mào)易為江蘇省帶來(lái)了大量的外匯收入和稅收收入。然而，隨著近年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入中低速增長(zhǎng)的新常態(tài)，加工貿(mào)易從規(guī)�？偭康絻�(nèi)部結(jié)構(gòu)都出現(xiàn)顯著變化：加工貿(mào)易占對(duì)外貿(mào)易總額下降，作為加工貿(mào)易實(shí)施主體的外商直接投資減少。基于這些變化，加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)升級(jí)已經(jīng)無(wú)可避免。

　　二、加工貿(mào)易升級(jí)影響因素理論分析

　　加工貿(mào)易與一般貿(mào)易相比，有"兩頭在外"，增值率不高的特點(diǎn)。所謂"加工貿(mào)易增值率"指的是，加工貿(mào)易企業(yè)利潤(rùn)增加值與加工貿(mào)易企業(yè)投入的比。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)的首要目標(biāo)是提高加工貿(mào)易增值率。故本文將加工貿(mào)易增值率作為因變量y，也就是本文的研究對(duì)象，對(duì)可能影響江蘇省加工貿(mào)易增值率的各種因素進(jìn)行理論研究和實(shí)證分析。本文所采用的數(shù)據(jù)來(lái)源為江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒相應(yīng)年份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，以2005-2015年相應(yīng)數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行分析。從宏觀角度來(lái)說(shuō)，江蘇省加工貿(mào)易增值率應(yīng)該是江蘇省內(nèi)所有加工貿(mào)易企業(yè)總的增加值，與省內(nèi)所有加工貿(mào)易企業(yè)投入之比。

　　隨著國(guó)際分工不斷發(fā)展，一國(guó)或一地區(qū)參加國(guó)際分工程度越高，加工貿(mào)易獲得的機(jī)會(huì)就越多，加工貿(mào)易就越能得到提升。本文借鑒(張慶霖，陳萬(wàn)靈，2010;張超磊，金丘明，2013)用本地區(qū)進(jìn)出口總額與本地區(qū)生產(chǎn)總值之比來(lái)量化該地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度。X5：工業(yè)化水平。加工貿(mào)易發(fā)展需要相應(yīng)水平的工業(yè)化為基礎(chǔ)。一地區(qū)工業(yè)越發(fā)達(dá)，加工貿(mào)易企業(yè)規(guī)模化盈利能力就越高。本文參考已有的研究(趙征，2014;劉鉆石、張娟2010;杜曉英，2014)用第二產(chǎn)業(yè)與GDP比值來(lái)量化該地區(qū)工業(yè)化水平。用STR表示：STR=SIt/GDPtSI表示第二產(chǎn)業(yè)值，t表示年份。X6：匯率。匯率的變化直接影響貿(mào)易進(jìn)出口額，當(dāng)然也影響加工貿(mào)易增值率。將匯率變動(dòng)作為第六個(gè)變量，用EXC表示。公式為：EXC=(ERt-ERt-1)/ERt-1ERt表示t年平均匯率,ERt-1表示前一年平均匯率。為了穩(wěn)健，本文采用人民幣對(duì)美元名義匯率作為其變量代表進(jìn)行考察。

　　三、加工貿(mào)易升級(jí)影響因素實(shí)證分析

　　本文采用主成分回歸分析方法，用主成分分析法提取出主成分，再建立回歸模型，從而得出對(duì)因變量加工貿(mào)易增值率有影響的因素的關(guān)系。對(duì)于這六個(gè)自變量，我們已經(jīng)通過(guò)之前的理論分析闡明了其意義。但是僅僅通過(guò)對(duì)這六個(gè)自變量進(jìn)行單一分析，很容易得出一個(gè)綜合的一致性很好的結(jié)論，無(wú)疑會(huì)造成對(duì)加工貿(mào)易增值率的片面認(rèn)識(shí)。

　　為了全面客觀地分析問(wèn)題，我們要剔除自變量之間的相互關(guān)系，運(yùn)用SPSSv21.0軟件，通過(guò)降維的思想，把多個(gè)變量轉(zhuǎn)換成較少的幾個(gè)相互不相關(guān)的新變量，而這些新變量又與原變量相關(guān)。通過(guò)新變量代替原變量，從而使進(jìn)一步研究變得可行。(一)相關(guān)分析變量X1~X6之間有相關(guān)性，其中X2、X4、X5還有顯著相關(guān)性。(二)主成分分析根據(jù)表2，前兩個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了86.56%，再通過(guò)圖1碎石圖也能看出有兩個(gè)特征值大于1的主成分，所以應(yīng)提取兩個(gè)主成分。設(shè)為F1、F2。得到方程：F1=-2.863-72.79X1+1.358X2-2.658X3+1.316X4+6.912X5-2.244X6(1.2)F2=-2.228+40.758X1+0.847X2+14.215X3-0.309X4-1.62X5-16.478X6(1.3)將方程(1.2)、(1.3)代入(1.1)中，得到加工貿(mào)易增值系數(shù)和各個(gè)原始變量的回歸方程：y=0.971+12.561X1-0.153X2+1.108X3-0.206X4-1.078X5-0.517X6。

　　四、結(jié)論

　　從回歸方程可以看出，X1研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)加工貿(mào)易增值率有顯著提高作用。表明研發(fā)創(chuàng)新是可以提高江蘇省加工貿(mào)易增值率，推動(dòng)省內(nèi)加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)。從企業(yè)角度來(lái)說(shuō)，首先要重視匯聚海內(nèi)外高層次、高技能人才創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。采取柔性引進(jìn)、項(xiàng)目引進(jìn)、專項(xiàng)資助引進(jìn)等方式，大力引進(jìn)國(guó)外人才和智力，構(gòu)建引智成果發(fā)現(xiàn)推廣體系。其次應(yīng)增加研發(fā)投入，加大科研力度，注重創(chuàng)新。

　　創(chuàng)新不僅僅指科技創(chuàng)新，而是利用各種優(yōu)勢(shì)資源，多方面的創(chuàng)新。比如，有條件的企業(yè)可以通過(guò)積極引進(jìn)高技術(shù)人才，加大科技創(chuàng)新投入，進(jìn)行品牌創(chuàng)新，科技創(chuàng)新。而相對(duì)條件薄弱的中小企業(yè)，由于研發(fā)資金有限，可以通過(guò)對(duì)產(chǎn)品包裝創(chuàng)新，以及構(gòu)建消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品偏好的細(xì)微差別，豐富產(chǎn)品種類。從政府角度來(lái)說(shuō)，要根據(jù)特定時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，加快培育新的出口主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，加大技術(shù)密集和服務(wù)密集產(chǎn)品出口力度，推動(dòng)整體產(chǎn)業(yè)升級(jí)。強(qiáng)化科技同經(jīng)濟(jì)對(duì)接、創(chuàng)新成果同產(chǎn)業(yè)對(duì)接、創(chuàng)新項(xiàng)目同現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力對(duì)接、研發(fā)人員創(chuàng)新勞動(dòng)同其利益收入對(duì)接，加快構(gòu)建科學(xué)規(guī)范、富有效率、充滿活力的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)生態(tài)。除了扶持大型企業(yè)，也要在政策和資金方面給予中小加工貿(mào)易企業(yè)一定扶持和優(yōu)惠。

　　政府應(yīng)該努力打造國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)共同發(fā)展平臺(tái)。引導(dǎo)國(guó)有大型企業(yè)引領(lǐng)中小民營(yíng)企業(yè)共同發(fā)展的方式，鼓勵(lì)國(guó)有企業(yè)將下游加工生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移外包給加工貿(mào)易企業(yè)，推動(dòng)加工貿(mào)易企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。X2外商直接投資增長(zhǎng)率的作用并不明顯，且符號(hào)為負(fù)，表明外商直接投資在長(zhǎng)期對(duì)省內(nèi)加工貿(mào)易增值率有負(fù)面影響。這可能由于江蘇省在引進(jìn)外資過(guò)程對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)地區(qū)差異缺乏，外資與本地企業(yè)之間產(chǎn)業(yè)配套不明顯，技術(shù)溢出效應(yīng)有限。對(duì)策上，做到對(duì)外資甄別引進(jìn)，優(yōu)化外資的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量。要注意有選擇地引進(jìn)能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈延伸的外資企業(yè)在省內(nèi)設(shè)廠。鼓勵(lì)外資企業(yè)將研發(fā)總部設(shè)在省內(nèi)。X3勞動(dòng)力成本對(duì)加工貿(mào)易增值起有限的積極作用�？紤]有兩個(gè)主要可能性，一是由于江蘇上海地理位置靠近，由于上海配套設(shè)施相對(duì)更加完善，可能出現(xiàn)“生產(chǎn)/貿(mào)易轉(zhuǎn)移”現(xiàn)象。

　　原屬于江蘇的生產(chǎn)出口能力可能轉(zhuǎn)移集中至上海，導(dǎo)致江蘇省統(tǒng)計(jì)結(jié)果不符合預(yù)期。二是可能由于因?yàn)榧庸べQ(mào)易對(duì)勞動(dòng)力成本具有較大的價(jià)格彈性，導(dǎo)致隨著江蘇勞動(dòng)力成本的上升，加工貿(mào)易出現(xiàn)向內(nèi)地梯度轉(zhuǎn)移的跡象，加工貿(mào)易量顯著下降，也造成勞動(dòng)力成本對(duì)加工貿(mào)易增值率提高作用有限。X4貿(mào)易開(kāi)放程度的作用并不明顯，且系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期差距較大。

　　可能是由于本文貿(mào)易開(kāi)放程度的衡量是利用本地區(qū)商品進(jìn)出口總額與該地區(qū)生產(chǎn)總值之比來(lái)計(jì)算。而隨著當(dāng)今貿(mào)易形勢(shì)的不斷變化，實(shí)體貿(mào)易逐漸減少，服務(wù)貿(mào)易逐漸變多。而由于數(shù)據(jù)采集的局限性，我們?cè)谶@里只能用到商品進(jìn)出口總額，造成統(tǒng)計(jì)結(jié)果與預(yù)期差距較大。X5工業(yè)化水平對(duì)加工貿(mào)易增值率沒(méi)有積極作用。雖然江蘇省內(nèi)工業(yè)體系較為完善，制造能力較強(qiáng)，但主要從事的是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)、加工、制造。因此不能推動(dòng)江蘇省加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)。要促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)，對(duì)蘇北和蘇中地區(qū)培養(yǎng)和引進(jìn)相關(guān)人才，發(fā)展與蘇南地區(qū)的產(chǎn)業(yè)連接，逐步形成產(chǎn)業(yè)集群，促進(jìn)省內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，從而對(duì)加工貿(mào)易的整體升級(jí)起到積極作用。

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　　作者：郭詣遂 劉紅 滕靜濤

　　《貿(mào)易金融服務(wù)與加工貿(mào)易發(fā)展研究》

　　摘要：從定性判斷的角度看，貿(mào)易金融服務(wù)業(yè)與加工貿(mào)易的發(fā)展是相互促進(jìn)并互為因果的。但由于各地的發(fā)展差異，二者的關(guān)系可能有些差異。本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可行性和指標(biāo)的合理性原則選取了相應(yīng)的指標(biāo)，并利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采取Granger因果檢驗(yàn)的方法對(duì)重慶市貿(mào)易金融服務(wù)業(yè)與加工貿(mào)易發(fā)展的因果關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)論表明重慶市貿(mào)易金融服務(wù)是重慶市加工貿(mào)易總額的格蘭杰原因，而后者缺不是前者的格蘭杰原因，二者暫時(shí)不存在著反饋性的因果關(guān)系。

　　關(guān)鍵詞：Granger因果檢驗(yàn);貿(mào)易金融服務(wù);加工貿(mào)易

　　一、問(wèn)題的提出

　　在此背景下，重慶市積極利用資源、市場(chǎng)和要素成本優(yōu)勢(shì)，積極承接國(guó)內(nèi)外產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移并推動(dòng)加工貿(mào)易的升級(jí)，同時(shí)為新型加工貿(mào)易的發(fā)展積極創(chuàng)新貿(mào)易金融服務(wù)，推動(dòng)國(guó)際結(jié)算型國(guó)際金融中心的建設(shè)。但是，重慶市貿(mào)易金融服務(wù)與加工貿(mào)易的相關(guān)性如何，還需要進(jìn)行相應(yīng)的定量分析，這也成為本文的主要研究?jī)?nèi)容。這方面的實(shí)證研究有利于制定合適的協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略。

　　二、實(shí)證研究

　　(一)定量分析方法的選擇

　　為了判斷一個(gè)變量的變化是另一個(gè)變量變化的原因，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中常用Granger因果檢驗(yàn)的方法。在這里我們通過(guò)對(duì)重慶市貿(mào)易金融服務(wù)與加工貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù)作Granger檢驗(yàn)來(lái)判斷貿(mào)易金融和加工貿(mào)易發(fā)展之間的關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)的一般定義為:若在包含了變量X、Y的過(guò)去信息的條件下，對(duì)變量Y的預(yù)測(cè)效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過(guò)去信息對(duì)Y進(jìn)行的預(yù)測(cè)效果，即變量X有助于變量X有助于變量Y預(yù)測(cè)精度的改善，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

　　(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

　　本文選用的貿(mào)易金融指標(biāo)包括1996～2014年度的重慶市金融機(jī)構(gòu)本外幣存款年末余額(設(shè)為X1，單位億元)，本外幣貸款年末余額(設(shè)為X2，單位億元)，年度保費(fèi)(設(shè)為X3，單位億元，年度金融業(yè)從業(yè)人數(shù)(X4，單位萬(wàn)人)，相關(guān)數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。加工貿(mào)易指標(biāo)則為1996～2014年度的進(jìn)出口加工貿(mào)易總額(設(shè)為Y，根據(jù)當(dāng)年美元兌人民幣匯率將計(jì)量單位萬(wàn)美元折算為億元人民幣)。根據(jù)散點(diǎn)圖分析，取LNY的值分別與X1，X2，X3，X4進(jìn)行相關(guān)性分析效果更好。

　　(三)單位根檢驗(yàn)(ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn))

　　首先對(duì)金融機(jī)構(gòu)本外幣存款年末余額X1，金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款年末余額X2，保費(fèi)收入X3，金融業(yè)從業(yè)人數(shù)X4，折算后的進(jìn)出口加工貿(mào)易總額代表值LNY各指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷其平穩(wěn)性。運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)法得出的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。結(jié)果表明：序列X1，X2，X3，X4，LNY的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著性水平下的臨界值,接受原假設(shè),即X1，X2，X3，X4，LNY的原始序列含有單位根,為非平穩(wěn)序列。一階差分序列也為非平穩(wěn)序列。而X1，X2，X3，X4，LNY的二階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明X1，X2，X3，X4，LNY的原始數(shù)列是二階單整序列,滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提.

　　(四)協(xié)整檢驗(yàn)(EG檢驗(yàn))

　　運(yùn)用EG兩步法對(duì)X1和LNY進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。第一步,以X1為自變量,對(duì)X1和LNY進(jìn)行最小二乘回歸,求得回歸系數(shù)α=0.000246,β=1.906781,得到回歸方程為L(zhǎng)NY1=0.00024585238877*X1+1.90678050679，對(duì)回歸方程估計(jì)殘差序列e1做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-3.597650,小于顯著性水平5%、10%時(shí)的臨界值,因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列e1為平穩(wěn)序列，表明金融機(jī)構(gòu)本外幣存款年末余額X1與進(jìn)出口加工貿(mào)易總額代表值LNY之間存在協(xié)整關(guān)系。以同樣的EG兩步法估算，X2和LNY、X3和LNY之間也存在協(xié)整關(guān)系。而X4和LNY之間不存在協(xié)整關(guān)系。

　　(五)格蘭杰因果檢驗(yàn)(Granger檢驗(yàn))

　　在檢驗(yàn)過(guò)程中，針對(duì)貿(mào)易金融服務(wù)和加工貿(mào)易之間的時(shí)滯，取滯后期為2。X1，X2，X3，X4分別與LNY的因果關(guān)系如表3。結(jié)合F檢驗(yàn)和P值,從表3可以看出,當(dāng)滯后期數(shù)為2期時(shí)，X1對(duì)LNY影響最為顯著,其次X2，X3，X4對(duì)LNY影響比較顯著，表明金融機(jī)構(gòu)本外幣存款年末余額X1，金融機(jī)構(gòu)本外幣貸款年末余額X2，保費(fèi)收入X3，金融業(yè)從業(yè)人數(shù)X4都是進(jìn)出口加工貿(mào)易總額代表值LNY的格蘭杰原因,但是反過(guò)來(lái)進(jìn)出口加工貿(mào)易總額代表值LNY分別都不是X1，X2，X3，X4的格蘭杰原因。

　　三、結(jié)論與對(duì)策分析

　　通過(guò)上述格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臋z驗(yàn),得出重慶市貿(mào)易金融服務(wù)是重慶市加工貿(mào)易總額的格蘭杰原因,即重慶市貿(mào)易金融服務(wù)業(yè)的發(fā)展會(huì)帶動(dòng)加工貿(mào)易的發(fā)展，其中金融從業(yè)人數(shù)對(duì)重慶市加工貿(mào)易的影響相對(duì)較小;而加工貿(mào)易的發(fā)展不是貿(mào)易金融服務(wù)的格蘭杰原因,即重慶市加工貿(mào)易的發(fā)展對(duì)貿(mào)易金融服務(wù)業(yè)的發(fā)展影響有限。因此，重慶市應(yīng)該堅(jiān)持推進(jìn)西部?jī)?nèi)陸結(jié)算型金融中心的建設(shè)，加大貿(mào)易金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，重視貿(mào)易金融人才的培養(yǎng)與引進(jìn)，同時(shí)為貿(mào)易金融業(yè)的發(fā)展提供有利的政策環(huán)境。同時(shí)，鼓勵(lì)重慶市內(nèi)各種所有制的加工貿(mào)易企業(yè)積極使用靈活的組合式貿(mào)易金融結(jié)算和貿(mào)易融資方式，盤(pán)活資金并合理規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而支持重慶市貿(mào)易金融業(yè)的發(fā)展。

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　　作者：鄭先勇 胡純 單位：重慶交通大學(xué)

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