時間：2023-07-09 08:34:19
序論：在您撰寫進口貿易數據時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
有分析認為，從這些數據來看，反映中國的內外需疲弱，而且內需更是差于外需。
按人民幣計價，9月份國內的出口按年下降1.1%，跌幅比8月份的6.1%大幅收窄5%；進口則按年下跌17.7%，跌幅比8月份的14.3%擴大3.4%。
中國貿易的進出口負增長已經持續幾個月了，9月衰退式貿易順差擴大到603.4億美元，為歷史上第二高。按人民幣計價，當月貿易順差為3，762億元人民幣，創歷史新紀錄。
有分析指出，9月份中國進口跌幅擴大，并連續第11個月出現負增長，為2008年國際金融海嘯以來持續最長的跌浪，顯示中國內需疲弱，經濟還在下行。
其實，對于這些進出口數據，市場不要對此太敏感。因為，就當前全球的經濟形勢來說，進出口貿易數據下降十分正常，不僅中國是這樣，國際上其他國家也是如此。
全球經濟疲軟，中國的進出口貿易要增長快是不可能的。更何況中國的出口形勢已經開始好轉，應該是可喜的成績。
最為重要的是，中國的進口之所以會出現持續11個月的負增長，而且這種負增長越來越大，這不僅在于中國的外部需求減弱，或中國內需比以往要少，更在于全球大宗商品的價格快速下跌。以同比計算，哪一項大宗商品的價格不是大幅下跌。
比如石油的價格、礦產品的價格。當這些大宗商品的價格大幅下跌時，即使是進口量增加，進口額大幅下跌也十分正常。比如，石油的價格同比下跌幅度那樣大，中國進口額豈能不降低？
如果說，由于大宗商品的價格大幅下跌而導致中國進口額下降，這對中國來說是好事，可以用更少的錢購買更多的東西。何樂而不為？市場根本上就不用想到中國對這些產品的內需在減少。
況且，早幾年中國經濟過度增長，導致對外部產品的過度需求并由此引起中國不少產品的產能過剩，目前中國經濟調整，對這些產品的需求減少也是正常。比如對礦山資源產品就是如此。
還有，中國經濟結構的調整、經濟戰略的轉型，早就從以往對外部的經濟過度依賴逐漸轉向為內在需求的擴張上，從早幾年開始，中國GDP的增長已經開始轉移到內需上。
如果說，這個目標真的在逐漸實現，這不僅會導致中國經濟對外部需求的減弱，也是中國經濟真正走出困境的正解。
如果說，中國經濟真的走上這條路并導致當前中國進出口貿易增長放緩，市場對這些數據就不用太敏感了。
還有，8月份人民幣的貶值，盡管對中國的出口起到作用不會想象的那樣大，但肯定會有積極的影響，第三季度出口跌幅在收縮，有此因素。
當前更為重要的是今年以來政府推出了一系列的經濟增長之政策，估計會在第四季度顯現出來，因此中國內外需求都可能在這過程增加與擴張。
如果這樣，中國第四季度的進出口貿易總體情況會比第三季度要好。所以市場根本就不用對此過度擔心。特別是不要因此認為中國經濟不好人民幣將再貶值。
一、紡織服裝進出口貿易規模在整固
(一) 紡織服裝出口率先“回暖”
世界金融危機重創世界經濟,2008年11月至2009年2月世界貿易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進出口貿易與世界大多數國家一樣嚴重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿易進出口、出口、進口的最大跌幅分別為-29.1%、-25.7%、-43.1%個百分點,隨后的3-8月份間在底部低徘徊,9月以后開始回升,同比降幅收窄,全年進出口、出口、進口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個百分點,結果好于預期,為中國GDP增長8.7%、為世界經濟復蘇做出了較大的貢獻。我們從分月統計中發現,在世界貿易極為困難的2009年元月份,我國紡織服裝進口隨市場下跌了36.5個百分點,而出口卻逆勢飛揚,同比只下降了0.7個百分點,給“冰冷”的市場帶來了一絲“春意”,讓世人看到了復蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國紡織服裝進出口同比指標“二次探底”又回跌到兩位數,但到12月份出口、進口、進出口同比增長全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進出、進出口較之2008年分別下降了9.9%、9.8%和9.3%,但卻比全國貨物貿易全年出口、進出、進出口同比負增長分別減少了6.2%、1.9%和4.1%個百分點,全年紡織服裝出口額達到1670.6億美元,出口貿易依存程度達到3.4%,也就是說2009年的GDP的3.4%是通過紡織服裝出口實現的。
(二)紡織服裝呈現“高出低進”態勢
紡織服裝是我國重要的工業,也是我國對外開放最早、最多利用外資的產業,通過引進技術,我國紡織服裝工業的比較優勢凸顯,并通過轉變對外貿易增長方式,國際競爭優勢越來越明顯。從表1可知,2009年我國紡織服裝進出口貿易總額是1838.9億美元,占全國貨物貿易比重為8.3%,其中出口高達1670.7億美元,占全國貨物出口貿易的13.9%;進口僅為168.2億美元,占全國貨物進口貿易比重的1.7%;貿易順差為1502.5億美元,雖然比2008年1666.8億美元下降了164.3億美元,但約占全國2009年貿易順差1960.6億美元的76.6%,這也就是說僅占8.3%的紡織服裝貿易卻創造了接近4/5的貿易順差價值。我國紡織服裝呈現“高出低進”態勢是由于產業的國際競爭力所決定的。在世界上通常用某一產業的貿易差額與某一產業的進出口貿易額的比率所表示的國際競爭力指數,也叫TC指數,若指數為負值,表明該類商品為凈進口,不具備國際競爭力;若指數為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強的國際競爭力。經過計算,我國2009年紡織服裝TC指數為0.82,昭示我國的紡織服裝在國際市場上繼續保持極強的國際競爭力,進一步確立我國世界上最大的紡織服裝生產大國和出口國的地位。
二、紡織品服裝出口貿易方式在改善
(一)一般貿易快速發展
我國的紡織服裝出口由來已久,但快速發展則得益于對外開放政策,我國抓住了20世紀80、90年代世界產業結構調整的機遇,“大進大出”、“兩頭在外”,通過“三來一補”,積極利用分工參與國際市場交換,大力發展加工貿易,我國紡織服裝出口貿易進入蓬勃發展、全面提速的時代。 1994年出口貿易額達到342.2億美元成為世界上最大的紡織品出口國;2008年出口達到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創下我國紡織服裝出口新高。但其間我國紡織服裝在國際市場頻頻遭遇反傾銷、反補貼和技術壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會責任的困擾,成為貿易保護主義貿易的重災區。因此,我國紡織品服裝貿易亟待轉變貿易增長方式,大力發展一般貿易。從上表可以看出兩點:一是紡織服裝進出口一般貿易率的同比增長,進口10.34%、出口-5.83%、進出口貿易-5.43%,明顯好于我國貨物貿易的一般貿易率,2009年我國貨物貿易一般貿易率進口、出口、進出口同比增長分別是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年紡織服裝出口、進口、進出口總額中的一般貿易的比重分別是72%、24%、68%,分別比2008年提高了3%、4%和4%。這說明我國轉變貿易增長方式從擴大一般貿易開始突圍并取得了較好的成效。
(二)加工貿易降幅較大
2006年9月14日財政部、國家發展改革委員會、商務部、海關總署、國家稅務總局等五部委聯合《關于調整部分商品出口退稅率和增補加工貿易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿易過快增長。從表3可以看出三點:一是我國2009年加工貿易的紡織服裝進出口、出口、進口的較之2008年有兩位數的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿易和紡織服裝一般貿易的降幅,說明我國紡織服裝貿易應對金融危機調整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿易的進出口、出口同比是正增長,而2009年進料加工進出口、出口同比下降了12.2%,來料加工進出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說明我國調整紡織服裝加工貿易的力度在加大。三是來料加工和進料加工同屬加工貿易,我國紡織服裝來料加工進出口、出口、進口的同比降幅大于自營業務的進料加工分別是7.03、7.51和6.92個百分點,彰顯我國調整貿易方式是有序的。
三、紡織服裝出口的產品結構在優化
(一)紡織服裝出口的增速放緩
我國要優化紡織服裝出口產品結構,需要適當減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當減少OEM服裝出口,增加OBM服裝、高附加值服裝出口的比重。從表4可知,一是2009年我國紡織服裝出口總額是16707178.8萬美元,其中紡織品出口5999223.7萬美元,約占36%,服裝出口總額是10707955.1萬美元,約占64%,紡織與服裝的比值為3.6:6.4,出口產品結構與2008年持平,沒有明顯的改善。二是2009年就紡織品大類而言,紗線出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服裝大類而言,針織服裝下降幅度最大,其他服裝下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服裝保持了11.22%的正增長。這種走勢基本符合國家的紡織服裝調整與振興政策。三是就服裝分類產品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數量同比下降41.7%,出口金額下降34.7%;針織服裝中化纖針織服裝降幅最小,出口數量同比下降5.52%,出口金額同比微升0.07%。梭織服裝中絲制梭織服裝降幅最大,出口數量和出口金額同比分別下降20.96%和20.83%;棉制梭織服裝降幅最小,出口數量和出口金額同比分別下降6.85%和6.21%。毛皮革服裝中皮革服裝出口數量和出口金額同比分別下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服裝逆市強勁上升,出口數量和出口金額同比分別上升15.53%和138.93%。
(二)紡織服裝出口的均價偏低
我國紡織服裝出口不僅要率先恢復貿易增長,還要努力實現由數量增長向質量效益增長的轉型。2009我國紡織服裝出口的價量關系憂喜參半。一是從表4可知,紗線出口平均價格下跌4.93%,其中棉紗線平均每公斤的價格3.38美元,同比下跌6.25%;絲線平均每公斤的價格21.92美元,同比下跌12.31%;化學纖維紗線平均每公斤的價格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、動物毛紗線平均每公斤的價格20.39美元,同比微漲0.69%。面料也是量價齊跌,其中棉布平均每米價格1.18美元,同比下跌8.45%;絲機織物平均每米價格2.92美元,同比下跌9.42%;化纖織物平均每米價格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛動物毛機織物平均每米價格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、無紡織物等紡織制成品的價格也有不同程度的下降。二是服裝出口與紡織品不同,大體上呈現量減價升態勢。針織服裝價格平均同比增長2.3%,其中增幅最大的是絲制針織服裝,平均每件套價格是10.87美元,同比增加11.85%;化纖針織服裝每件套平均價格增加5.78%、棉制針織服裝微漲0.35%、但毛制針織服裝卻下降了7.13%,梭織服裝平均價格增長1.69%。毛皮革服裝價格憂喜參半,每件套平均出口成交價格是65.74美元,同比增長28.13%,其中毛皮服裝、皮革服裝價格分別是267.18、41.52美元,同比增長分別是106.81%和-6.65%。由此看來,我國是服裝生產大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價格雖然出現了微升的良好態勢,但總體上還是“為他人作嫁衣裳”。
四、紡織服裝的出口市場在擴大
(一) 紡織服裝出口的洲際市場
市場有人口、購買力和購買愿望三大要素,從理論角度考量,亞洲、歐洲和北美是我國紡織服裝的主要出口市場。從表5可知:一是紡織服裝出口前10大市場中,亞洲4席、歐洲5席、北美洲1席,說明2009年我國紡織服裝的主要出口市場仍集中在亞洲、歐洲和北美洲。2009年我國紡織服裝向亞洲、歐洲和北美洲三大市場的出口高達全部紡織服裝出口的88.5%。其中向亞洲出口7484667萬美元、向歐洲出口4284566萬美元、向北美洲出口2961256萬美元,分別占我國同類產品出口的比重為40.1%、23.3%和16.1%。我國紡織服裝出口市場是多元化的,除上述三大市場外,依次是非洲、拉丁美洲和大洋洲。二是在亞洲市場中我國與東南亞和中東地區的紡織服裝貿易繼續保持活躍。2009年向東南亞紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-2.5%、2.3%和-11.3%,而相應的進口分別同比增長10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中東地區紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-1.1%、-4.5%和1.8%;進口分別同比增長24.5%、19.8%和28.7%。三是歐洲市場主體是歐盟,根據入盟之先后,大體上可以把歐盟區分為歐盟15國和東擴12國。在2009年紡織服裝貿易統計中發現,我國對歐盟27國的出口同比下降7.2%,歐盟15國只下降了6.7%,而東擴12國則下降了13.9%。其中紡織產品出口歐盟15國同比下降10.7%,而東擴12國則下降了19%;服裝產品出口歐盟15國同比下降5.6%,而東擴12國則下降了11.2%。
［摘要］改革開放以來，1978—2008我國年均經濟增長速度為9.85%，［1］中國經濟實現了高速增長的奇跡。一方面，我國對外貿易規模取得了迅速增長，進出口商品結構從出口初級產品、進口工業制成品為主轉向了進口初級產品、出口工業制成品為主，逐漸向發達國家靠攏。而另一方面，我國人民生活水平提高速度卻沒有跟上經濟增長的步伐，收入增長緩慢會制約人們的消費能力，而勞動收入的相對下降將逐步拉大與資本所有者的收入差距，導致收入分配不均等問題。近年來，很多研究開始對勞動收入份額的影響因素進行考察和研究。而文章將在此基礎上，利用1995-2014年的統計數據，通過實證分析，重點研究中國進出口貿易結構變動對勞動收入份額的影響。
［關鍵詞］勞動收入份額；進出口貿易結構；勞動者報酬
［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036
［作者簡介］呂子夷，浙江大學竺可楨學院，金融學專業。
1 我國勞動收入份額與進出口貿易結構變化研究
1．1勞動收入份額變化研究
勞動收入份額是勞動者報酬（勞動收入）在國民收入中所占的比重，通常用勞動者報酬與國內生產總值（GDP）之比來計算，本文參考張吉超（2016）采用Gollin的第二種方法，計算出 2008 年以前個體經營者的勞動報酬和營業利潤，并調整到與 2008 年以后相同的范圍。
從圖1中可以得出，我國的勞動收入份額從1995年持續上升，在1999年達到峰值62．6%，但從2000年開始基本保持下降趨勢，從2000年的58．5%下降到2011年的47．1%,2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方發達國家的水平，到2013年上升至52．6%，2014年又下降。從總體上來看，1995—2014年間勞動收入份額呈波動下降的趨勢。
1．2進出口貿易結構變化研究
進出口商品結構是指一個國或地區在一定時期內，各種類別的進出口商品在整個進出口貿易額中的份額，它反映了一國或地區的對外貿易水平和商品的國際競爭力。本文以出口工業制成品占出口商品和進口工業制成品占進口商品的比重來衡量進出口貿易結構變化情況，數據均來源于《1997—2015年中國統計年鑒》。
改革開放后，中國推行了出口戰略導向，極大促進我國工業制成品的出口。1995—2014，工業制成品在出口產品總額中地比例持續上升。2004年出口商品結構比（工業制成品：初級品）為13∶1，超過發達國家5∶1的水平，到2011年約為18∶1，工業制成品已經在出口商品中占據了絕對優勢的地位。［2］
另一方面，我國工業制成品的進口總額所在比重1995—2002在80%～85%上下波動，從2002年開始持續下降，在2014年下降至67%。這主要是由于我國在工業技術方面不斷發展進步、企業技術改革步伐加快和產品質量提高，能生產更高品質的工業制成品以滿足國內需要，因此對工業制成品的進口需求下降，而生產初級產品需求相對增加。這也與出口商品的結構變化是一致的。詳見圖2。
2 實證分析
2．1模型設定與變量選取
2．1．1計量模型的設定
綜合考慮已有研究對勞動收入份額影響因素，本文將模型設置如下：
LSt=β0+β1 IMPTt+β2 EXPTt+β3 KTYt+β4FDIt+β5GDPt+β6TECHt+β7SIt+β8TIt++β9GOVINt+β10GONOUTt+εt
被解釋變量為勞動收入份額（LS），解釋變量為進口商品結構（IMPT）或出口商品結構（EXPT），控制變量包括資本－產出比（KTY）、外商直接投資額（FDI）、經濟發展水平（GDP）、技術進步（TECH）、產業結構（SI和TI）、政府干預（GOVIN和GOVOUT），隨機變量。
2．1．2變量選取與數據來源
（1）被解釋變量與解釋變量
主要計算方法和數據在第三部分已經詳細解釋，不再贅述。
（2）控制變量：資本－產出比（KTY）
白重恩（2009）指出，引入資本—產出比（KTY），可以控制要素相對價格和要素投入?？紤]到中國目前保持經濟穩定增長，資本要素投人仍在工業化進程中發揮重要作用，因此選定10．96％為資本折舊率。參考江三良、李攀（2016）和單豪杰（2008）的數據，以實際固定資本形成額除以實際GDP計算出中國1995—2014資本—產出比。
（3）控制變量：外商直接投資額（FDI）
FDI用實際利用外商直接投資額占GDP的百分比衡量。國內外研究都指出FDI對勞動收入份額的影響作用，但積極或消極并無定論，因此本文將此因素納入，按照每年美元兌換人民幣的匯率的平均值將各年的進口、出口和FDI數值換算成人民幣。
（4）控制變量：經濟發展水平（GDP）
實證研究發現，經濟發展水平對勞動收入份額存在的顯著的影響。本文使用人均GDP作為經濟發展水平的衡量指標，數據來源于1997—2015中國統計年鑒。
（5）控制變量：技術進步（TFP）
索洛指出，全要素生產率是產出增長率扣除了要素增長率之后的剩余部分，度量了生產技術的變化。本文選用全要素生產率作為技術進步的衡量指標，從符棟棟（2015）運用索洛殘值法計算出的中國全要素生產率中，選取1995-2014數據作為本項指標的數據來源。
（6）控制變量：產業結構（SI和TI）
產業結構也是影響勞動收入份額的重要因素。通常，農業在國民經濟中的比重越高，勞動收入份額越高，由于PI＋SI＋TI＝1，為了避免多重共線性，在實證分析時，分別引入PI、SI或PI、TI回歸。根據理論以及已有的實證實證研究，預期PI、TI的系數為正，SI的系數為負。
（7）控制變量：政府干預（GOVIN、GOVOUT）
政府對宏觀經濟的干預會在一定程度上影響一國的勞動收入份額，本文分別以財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，數據均來自各自中國1997－2015年的統計年鑒。
2．2實證結果及分析
2．2．1實證結果
首先，考慮到時間序列模型的序列相關問題，本文對應被解釋變量勞動收入份額（LS）進行了單位根檢驗，結果顯示如圖3所示。
單位根統計量ADF=-0．974002都大于顯著性水平1%～10%的ADF臨界值，所以接受原假設，該序列是非平穩的。
根據序列相關圖圖4，自相關（ACF）圖基本呈指數遞減，而偏自相關（PACF）圖在1階處截斷，由非零相關系數衰減為小值波動的過程非常突然，所以偏自相關系數可以視為一階截尾，由此考慮擬合模型為AR（1）。建立模型進行參數估計，得到如下結果，判斷截距項（C）和AR（1）參數的t檢驗和P值都具有顯著性。
根據圖5的判斷，建立包含不同自變量的回歸模型，結果如下表所示。
2．2．2結果分析
回歸模型1無控制變量，只檢驗了進出口商品結構（LNEXPT和LNIMPT）對勞動收入份額的影響，模型擬合優度較好。在10%顯著性水平下，出口結構回歸系數為負，意味著隨著工業制成品在出口總額的比重的提高，勞動收入份額趨于下降。而進口商品結構正好相反，與之前的預期基本一致。
回歸模型2加入了產業結構（SI）這一控制變量，模型擬合優度為89%，產業結構（SI）回歸系數在1%顯著性水平下為負，第二產業比重的增加對于勞動收入份額也有著很大的負面效應，也符合本文預期。
回歸模型3同時加入了資本產出比（KTY）和產業結構（SI），模型擬合優度提升，控制變量資本產出比（KTY）的回歸系數在10%顯著性水平下為負，說明資本深化不利于勞動收入份額的提高。
回歸模型4在模型2基礎上加入財政收入（GOVIN）和財政支出（GOVOUT）兩個控制變量，模型擬合優度不變，進口商品結構（LNIMPT）不顯著。財政收入（GOVIN）的回歸系數在10%顯著性水平下為負，說明政府財政收入的提高對勞動份額有很大的負面效應；而財政支出（LNIMPT）的回歸系數在5%顯著性水平下也為負，與之前預期不同。
回歸模型5在模型2基礎上加入外商直接投資額（LNFDI）、技術進步（TFP）兩個控制變量。前者回歸系數在5%顯著性水平下為正，外商直接投資額的增加有利于勞動收入份額的提升。
回歸模型6加入所有控制變量。之前模型中顯著的變量變得不顯著，但此模型擬合優度為92%，比之前都有所提高，推斷可能產生了多重共線性。
3 結論與建議
首先，出口商品結構的上升確實會導致勞動收入份額的下降。這是由于近年來我國資源稟賦狀況正在發生深刻的變化，國家實施積極財政政策，資本高速積累導致資本深化加強。同時，勞動力供給則緩慢增長且速度慢于資本深化。要素稟賦的變化導致我國進出口商品結構也發生重大變化，工業制成品在出口中占據絕對優勢地位，傳統的勞動密集型產品比重越來越低，而工業制成品在進口中的份額越來越小。根據國際貿易中的H-O理論和斯托爾帕·薩繆爾森定理，充裕要素所有者將從國際貿易中獲利，稀缺要素所有者會受損，因此我國資本份額上升而勞動份額下降。
其次，資本－產出比的提高不利于勞動收入份額的提高。國內投資者熱情高漲，加之發達國家對發展中國家投資持續增加，導致我國投資金額一路高攀。資本的邊際產出增加引起資本在國民收入分配中所獲額的收益更高，導致勞動份額的減少。
再次，財政收入增長導致勞動收入份額下降，政府通過宏觀調控獲得的財政收入越高，會提高政府收入，并增加勞動者負擔，對勞動者的報酬產生越強大的擠壓作用，從而引起勞動份額減少。
最后，第二產業產值比重越高，勞動收入份額越小。其產業增加值越多，會導致農業和服務業在國民經濟中比重越低。而農業生產和服務業運行都需要大量勞動力，如果這兩個產業的產值增長緩慢，它們在國民經濟中比重就越低，勞動者獲得的報酬就越少。
通過實證與理論分析，本文對中國進出口貿易結構變化對勞動收入份額變化的影響有了清楚認識，同時分析了其他影響因素。為了盡可能避免勞動收入份額再次下降，應積極開發新型勞動密集型產品，實現勞動密集產品升級，在未來國際化市場競爭中培育新的貿易增長點；政府應鼓勵企業實現技術創新，加大對勞動密集型產品出口的政策優惠和扶持力度。同時，應制定合理的稅收政策，落實結構性減稅，減少財政收入以增強企業競爭力，提高勞動者的收入；積極發揮稅收優惠政策的收入調節作用與范圍，加強保護勞動要素的收益。
參考文獻：
［1］肖文,周明海．貿易模式轉變與勞動收入份額下降--基于中國工業分行業的實證研究［J］．浙江大學學報：人文社會科學版), 2010，40(5) ．
［2］安立．出口商品結構與勞動收入份額——基于中國省際面板數據的分析［D］．杭州：浙江工商大學, 2013．
［3］ Edward E Learner．What´s the Use of Factor Contents ［J］． Journal of International Ecnomics,2000(50):17-49．
［4］Paul R Krugman．Growing World Trade:Causes and Consequenses ［J］． Brooking Paper on Economics Activity,1995(1):327-362．
［5］Paul R Krugman．Trade and Factor Prices［J］．Journal of International Ecnomics, 2000 (50):51-71．
［6］ Bentolina S,Saint-Paul G．Explaining Movements in Labor Share［J］． Contributions to Macroeconomics,2003，3(1)．
［7］ Harrison A E．Has Globalization Eroded Labor´s Share?Some Cross-country Evidence ［R］． Mpra Paper, UC Berkeley and NBER,2002．
［8］Slaughter M J．Globalization and Declining Unionization in the United States［J］．Industrial Relations, 2007(46): 329-346．
［9］Guscina A．Effects of Globalization on Labor´s Share in National Income［R］．IMF Working Paper,2006:294．
［10］李坤望,馮冰．對外貿易與勞動收入占比: 基于省際工業面板數據的研究［J］.國際貿易問題,2012(1)．
［11］張杰,陳志遠,周曉艷．出口對勞動收入份額抑制效應研究——基于微觀視角的經驗證據［J］．數量經濟技術經濟研究,2012(7)．
［12］羅長遠, 張軍．勞動收入占比下降的經濟學解釋——基于我國省級面板數據的分析［J］．管理世界,2009(5): 25-35．
>> 新常態下跨境電子商務與山東省進出口貿易的關系研究 山東省對外經濟發展方式轉變研究 湖北省進出口貿易與經濟增長的計量分析 吉林省進出口貿易與經濟增長關系的實證分析 海南省進出口貿易與經濟增長關系的實證研究 湖北省進出口貿易與經濟增長關系的實證研究 進出口貿易對安徽省經濟增長的影響研究 中國入世十六周年背景下山東省進出口貿易潛力的實證分析 廣西與東盟進出口貿易研究――基于引力模型的實證分析 對外直接投資\進出口貿易及經濟增長間的關系 中國對外直接投資對進出口貿易的影響分析 進出口貿易的政策研究 宏觀經濟與進出口貿易現狀分析 四川省進出口貿易對經濟增長的影響分析 四川省進出口貿易對該省經濟增長影響的實證分析 吉林省進出口貿易對經濟增長的動態作用實證分析 進出口貿易促進河南省經濟增長的拉動度實證分析 基于因子分析的湖南省進出口貿易影響因素探究 基于貿易引力模型的中國進出口貿易流量分析 浙江省FDI存量與進出口貿易的動態關系研究 常見問題解答 當前所在位置：. 2013.1.
[2]范振洪，顧春太.后危機時期提升山東對外經濟競爭力的戰略思考[J].綜合競爭力，2011，02：55-61.
[3]毛清華.山東對外經濟發展分析與研究[J].山東經濟戰略研究，2012，08：18-21.
[4]安佳，陳東景.山東省對外經濟合作決定因素的實證分析[J].全國商情（經濟理論研究），2009，20：108-109，113.
[5]田衛，高合群.2009年山東對外經濟形勢預測——基于山東省進出口數據分析[J].現代經濟信息，2009，20：23-24.
關鍵詞： 進口貿易；生存分析；持續時間
中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
隨著經濟全球化發展，中國和世界各國貿易往來越來越多。不僅出口在迅猛增長，進口也是在逐年增加。2004年進口貿易總額5612億美元，2006年7914億美元。與此同時，中國進口產品種類和進口來源國數量也在不斷增加?！逗ｊP進出口數據庫》顯示，2004年中國進口產品種類6994種，2006年7114種；2004年中國從210個國家和地區進口，2006年這一數量增加到216個國家和地區。從總量上看，中國與世界各國的貿易關系是持續穩定增長；從微觀層面上看，公司是貿易關系的承載者，基于公司層面的考察，或許可以從更深層次揭示國際貿易關系。當我們將考察視角定位在公司層面上，即一個公司從某個國家進口某種產品被視為一個特定的貿易關系時，發現中國2000年有166萬對進口貿易關系，2001年183萬對，2002年199萬對。表面上看，中國外貿公司似乎與各伙伴之間的進口貿易關系是持續、穩定、長期的，在新的貿易關系產生的同時，舊有的貿易關系也在繼續。但在作進一步分析后發現，情況完全相反，中國公司與各國之間的進口貿易關系是不斷變化、不斷調整的，舊有的貿易關系不斷結束，新的貿易關系不斷產生。在2000年的166萬對進口貿易關系中，只有68萬對貿易關系持續到了2001年，大約60%的貿易關系沒有持續到第二年。2002年，僅有38萬對貿易關系（占22.8%）還存在。只有10萬對貿易關系（占6%）持續時間超過7年。究竟是什么因素在影響著貿易關系呢，他們又是如何影響的呢？
在傳統的國際貿易模型中，人們經常忽視了貿易關系持續時間問題。一些理論模型總是傾向于假定貿易模式是靜態的和穩定的，在這些模型中，他們認為貿易關系一旦確立就會持續到永遠。例如俄林的要素供給比例理論認為，貿易是基于兩國間要素稟賦的差異，在某種程度上說只要這種要素稟賦差異在兩國中存在，這種貿易關系就會保持下去。盡管有另一些模型涉及到貿易的動態關系，但也很少討論出口市場的退出問題，這些模型更多的是考慮新的出口商的進入，而對于已經存在的貿易關系會怎么樣，則沒有進行分析[2-5]。
除了利用理論模型來考察國際貿易關系之外，學者也利用數據進行了不少實證分析。如利用生存分析方法分析了美國的進口貿易關系及其持續時間以及德國的進口貿易關系[6，7]。
以下將根據2000～2006年《海關進出口數據庫》的進口貿易數據，運用K-M曲線以及Cox比例風險模型，考察貿易關系的持續時間。同時，與Besedes & Prusa（2006）關于美國的進口貿易關系持續時間的相關研究不同，這里考察的視角定位在公司層面的貿易上，以能夠更為細致地描述和揭示中國的對外貿易關系的持續時間問題。
二、 數據、模型和變量選擇
（一）數據的說明及其描述性統計分析
《海關進出口數據庫》（2000～2006年）包括出口和進口貿易數據，這里使用的是進口貿易數據，該數據庫的產品分類標準為8位國際HS編碼，逐月統計了中國進口貿易公司從各個國家進口的各種產品的金額、數量、價格等信息。為分析方便，以及借鑒同類文獻的做法，本文使用經過整理后的年度數據，即只要以年為單位發生了一次或以上的貿易，都認定貿易關系持續，否則認為貿易關系中斷①。需要特別注意的是，該數據可能存在兩個方面的問題。一是存在刪失數據（censor data）。因為考察期間是2000～2006年，共7年（表1表明，貿易關系持續時間超過7年的僅占5.12%，絕大部分不超過7年，所以，7年樣本數據可以說明問題），有些貿易關系一直持續到2006年，但我們卻不能觀測到2006年之后的狀態，因而存在刪失數據問題；二是Multiple spells問題②。它涉及到進口貿易關系中斷后又再產生的問題。為了簡化問題，同時又與Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的處理方法保持一致，將中斷后再產生的貿易關系視為新的貿易關系。
表1描述了進口貿易關系數量及比例。我們發現在所觀測到的1 967 613對進口貿易關系中，有1 191 671（60.56%）對貿易關系只持續了1年；有100 757（5.12%）對貿易關系持續了7年以上。刪失數據（censor data）有209 523對貿易關系，占到整個貿易關系的10.65%。存在Multiple spells問題的貿易關系（即貿易開始年份不是2000年）306 064對，占整個貿易關系的15.56%。
四、結論
以上使用“公司-產品”層面數據考察了中國進口貿易關系持續時間及其影響因素，分析發現：中國公司與各貿易伙伴之間的進口貿易關系持續時間短，大部分（80%）貿易關系僅能持續1～2年，很少（5%）的貿易關系能持續超過7年。這表明從“公司-產品”層面看，中國進口貿易關系是動態調整的：大量貿易關系結束的同時，不斷產生新的貿易關系。進一步使用KM圖形方法和COX比例風險模型實證分析發現：語言與貿易關系持續時間正相關，當貿易雙方語言相同時，貿易關系結束可能性小，貿易關系持續時間長；初始交易額、產品交易額、GDP和人均GDP等四個因素與貿易關系持續時間正相關，其數值越大，貿易關系結束可能性越小，貿易關系持續時間越長；距離因素與貿易關系持續時間負相關，貿易伙伴距離越遠，貿易關系結束可能性越大，貿易關系持續時間越短。
注釋：
①
例如：從2001～2005年A公司都從B國進口第C種產品，但2006年A公司沒從B國進口第C種產品，那么該貿易持續時間為5年。
②例如，從2001～2003年A公司都從B國進口第C種產品，2004年A公司沒有從B國進口第C種產品，但在2005年A公司又開始從B國進口第C種產品。
參考文獻：
[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.
[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.
[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.
[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.
[5]Rauch， J. and Watson， J.Starting small in an unfamiliar environment[J].International Journal of Industrial Organization， LVIII （21） ，2003，（3）：1021-1042.
貿易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規模難以直接測算。由于貿易偽報下的資本外逃是造成中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的重要原因，因此可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進而間接測算出貿易偽報下資本外逃的規模。
(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值
根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。
統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價與離岸價的差別。
世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。
3．轉口貿易及其增加值。
中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。
4．加工貿易增加值和走私。
加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。
5．貿易偽報。
貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實際價值的發票，進口商將發票金額與實際貨物價值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;出口高報是出口商以高于出口貨物實際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。
(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報出口貨物價值，其加總就是一定時期內中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。
2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據?？梢哉J為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。
3．對轉口貿易樣本數據的處理。
為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確?；谶@樣的認識，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結果及其說明
關鍵詞：進口貿易；固定效應模型；企業就業
中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A
文章編號：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文獻述評
長期以來，就業問題一直是經濟社會發展所關注的重點問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動力市場突顯“用工荒”與“就業難”并存的結構性失衡現象，探究勞動力需求和結構扭曲等問題的解決途徑成為相關研究領域的熱點話題。在促進和改善就業問題的研究中，對外貿易始終扮演著重要的角色，而現有大量理論與經驗研究均系統分析了出口貿易對于國內就業規模和結構改善的促進作用，分別從國家、行業、企業及個體等層面論證了出口、貿易自由化等對于就業增長的作用機制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿易增加了不同職業的勞動需求，有利于促進就業增長及技能和性別結構的改善，且隨著貿易自由化程度的提高，貿易自由化可以通過拉動經濟增長有效促進服務業與農業部門的就業增長加快，在少數基于企業層面數據、研究企業就業變化的文獻中，梁永強（2010）發現企業層面FDI流入對就業水平促進作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業數據研究匯率變動對中國制造業就業的影響，發現人民幣匯率變動會通過出口收益渠道和進口成本渠道影響就業水平；席艷樂等（2015a，2015b）分別利用關稅數據與投入產出表數據，研究企業就業的二元邊際及企業勞動力需求彈性的變動，發現貿易自由化促使了低生產率企業的就業損失和高生產率企業的就業創造。
然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿易層面，對于進口貿易的相關探討略顯不足。事實上，作為影響就業問題的一個重要方面，進口對就業的貢獻和重要意義同樣是功不可沒。加入WTO以來中國進口貿易迅猛發展、規模不斷擴大，進口貿易總額13年內從2千億美元增長到1.95萬億美元，占據了貿易總量的45.6%。同時，隨著進口貿易的迅猛發展和國際垂直化分工的深化，中間投入品進口占比亦呈上升趨勢。雖然現有文獻在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關于進口貿易與就業關系的探討、基于企業異質性假說細化到企業層面的相關研究更為匱乏，并且缺少對進口貿易的種類、規模、強度以及企業就業數量的多層次、多維度劃分，進而也缺乏針對進口貿易作用于企業就業的系統研究。
基于上述理論與現實背景，本文立足于2000-2006年的中國企業面板數據，采用面板固定效應（Fixed Effects，FE）模型，系統研究企業是否進口及其進口規模、產品種類、進口來源國等異質性特征對于就業增長的影響，最終結合實證結論，為更進一步改善就業、促進貿易政策的調整與改善提出相關對策建議?？傮w而言，相較于現有文獻，本文在拓展研究視角及方法改進方面有了一定進步，首次將進口貿易與企業就業結合起來，基于貿易強度、貿易伙伴國特征等一系列進口差異化特征的拓展分析，對于更進一步分析進口影響企業就業的作用機理分析更為明朗，綜合運用綜合固定效應模型的估計也使得本文的研究結論更為穩健可靠。
二、計量模型與方法
本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構造本文的計量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）
其中，因變量EMPit為企業i在時期t的就業增長率，反映企業就業規模的變動情況，根據企業在特定時期的雇員人數的對數差分得到；自變量Impit為企業是否進口的二值變量，取值為1則該年實施了進口，可揭示進口貿易行為對企業就業增長的作用方向，反之為0；為衡量部分企業在參與進口貿易的同時所采取的出口行為是否對其就業產生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時表示該企業既被觀測到了進動，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業在貿易強度、進口產品種類、進口來源國數量以及進口貿易伙伴國等方面的特征，產品種類根據細分的HS-6位產品編碼進行劃分得到，進口來源國數量基于細分產品層面上的貿易特征統計得到；Yit囊括了企業層面其他影響就業規模的指標，如企業年齡、平均工資、企業規模、人均工業增加值等，其中規模指標即為企業的人均產出，μit為隨機干擾項。
具體地，本文在后續實證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應以及面板隨機效應三種模型對上式進行估計，最終根據Hausman檢驗結果選擇最優的估計方法。
三、數據來源與描述性統計
本文采用的數據均源自中國工業企業數據庫與中國海關統計數據庫匹配后的數據樣本，企業特征方面的指標由中國工業企業數據庫提供，企業貿易活動相關特征源于中國海關統計數據庫，貿易伙伴國收入水平的劃分源自世界銀行數據庫。本文采用兩個大型數據庫相匹配之后得到的嵌套面板數據，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業“電話號碼+郵編”、企業名稱兩種方法相結合的匹配法，最終得到時間跨度為7年、囊括158478家企業、447932個樣本的數據集。
表1列示了主要變量的描述性統計特征，較大的企業就業規模充分表明了企業作為吸納就業主體的重要作用。而企業平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業產出規模和人均增加值、全要素生產率指標表明了企業整體的績效狀況，且企業平均進口2種產品，企業進口來源國最多達六十三個，但進口額占企業銷售額的比重相對較低。與此同時，本文也可通過各種收入水平的國家的進口強度看出，中國的進口仍集中于中高收入國家，從低收入水平國家進口較少，進口貿易仍依賴于特定的市場。
四、實證分析結果
根據估計方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數顯著性與符號大致相似，同時Hausman檢驗顯示采用固定效模型進行估計的結果更優，因此本文主要報告雙向固定效應結果下的實證結論。
表2為通過逐漸增加回歸變量進行分析的結果。具體地，第一列直觀考察了進口對異質性企業就業的影響，企業參與進口貿易的行為能夠顯著促進企業就業增長，相比不進口的企業能夠有4%左右的就業增長，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時，企業特征方面可以看出，企業年齡越大、經營時間越長，便能夠擁有越穩定的企業表現和績效狀況，從而促使就業規模緩慢擴大；生產率更高的企業通常在貿易活動中變現越為突出，也有著顯著為正的就業效應；而工資與就業、人均增加值與就業之間顯著的負相關關系，說明就業規模的擴張將會導致產出遞減、真實工資降低，反之亦然。
更進一步，僅考慮“貿易狀態”是遠遠不夠的，為了區別企業在貿易規模、貿易強度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業的進口強度等指標。結果表明，上述指標的顯著性和數值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應模型的無偏有效性。進口來源國的數量與就業增長之間呈現顯著的正相關關系，或許因為企業執行“市場多元化”戰略之后，更多的產品進口來源國能夠顯著降低對特定國家產品進口的依賴性，從而降低和分散企業受到國際市場的沖擊如匯率變動、貿易政策改變等風險而引致的就業波動，促進企業就業增長；而進口產品種類的增多能夠促進就業增加，說明企業產品生產選擇的多元化，體現了企業參與國際生產與分工的程度的不斷加深以及企業在全球價值鏈環節中的重要性的提升；企業進口強度與企業就業增長呈現顯著的負相關，這可能是伴隨著當前產品內分工貿易的深化發展，進口強度尤其是進口中間投入品強度的提升將會一定程度上加深企業對于國際市場的依賴程度，從而加大其對于企業的勞動力需求變動及應對市場變化的影響，最終多種因素的綜合作用導致進口強度削弱了企業的就業增長。
表2 面板固定效應模型估計結果
此外，收入水平是影響雙邊貿易成本的重要因素之一，鑒于進口貿易企業對于國際市場的依賴程度較大，因而對于貿易伙伴國收入水平、匯率變動風險等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿易強度和貿易伙伴國收入水平劃分的一系列特征，結果顯示：中國從中高等收入水平國家的進口對就業增長產生了顯著的抑制效果，而低收入水平國家的進口對就業的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國家顯著為負，這可能是因為當前中國尚處于全球價值鏈分工的中低端環節，而貿易伙伴中基于中高收入水平國家的進口將會對國內市場產生顯著的替代效應，從而減少相對勞動需求、抑制就業增長。伴隨開放經濟條件下中國貿易伙伴分布范圍的擴大、對特定市場依賴程度的降低，同時更多“南南合作”的展開，必將對企業國際市場開拓和經營水平的提升產生重要影響。最后，列（4）為本文所進行的穩健性檢驗。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數文獻的做法，基于關鍵變量替換的視角，進行回歸檢驗，結果發現所有指標的符號和顯著性均與初始結果保持了一致性，論證了本文實證分析的穩健可靠。
五、結論與對策建議
本文在企業異質性理論框架下，深層分析了進口貿易對企業就業的影響，發現參與進口貿易對企業的就業增長產生了顯著的促進效應，且伴隨著企業進口產品種類與市場的多元化，這種促進效應仍顯著存在。同時，相較于不參與貿易的企業，進口企業的一系列績效狀況也對就業產生了顯著影響，而參與進口的同時兼有出口行為也能夠推動企業就業的增長。而基于貿易伙伴國的拓展指出，從中高收入水平國家進口的替代效應對于企業就業產生了一定的抑制效應，而從低收入國家的進口強度的大小對企業就業的影響并不明顯。
綜上所述，基于雙向固定效應模型的經驗分析具有重要的理論與現實意義，同時也為宏觀貿易政策的制定與調整指出了方向。一方面，“穩出口、促進口”政策的實施，顯然為促進企業參與進口貿易、充分發揮進口對于就業和經濟增長的貢獻打開了一扇門，從穩定就業的角度來看，把握進出口貿易的平衡點仍會是未來中長期政策調整的方向和重點所在。另一方面，本文有關于企業結構、企業年齡、企業參與進口貿易對就業的差異化影響，也為企業未來的發展提供了可供參考的借鑒，有助于企業自身的創新水平和管理能力的提升、管理機制的完善，同時也為企業實現穩定持續經營提供了思路。與此同時，對于企業在進口貿易活動中進口產品種類、貿易伙伴數以及如何選擇貿易伙伴等問題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業更應重視貿易結構的調整與優化。
參考文獻：
[1] 盛 斌，馬 濤.中間產品貿易對中國勞動力需求變化的影響：基于工業部門動態面板數據的分析[J].世界經濟，2008（3）：12-20.
[2] 喻美辭.工業品貿易對中國工業行業人口就業的影響――基于34個工業行業面板數據的實證分析[J].中國人口科學，2008（4）：22-29.
[3] 戴 覓，徐建煒，施炳展.人民幣匯率沖擊與制造業就業――來自企業數據的經驗證據[J].管理世界，2013（11）：14-27.
