戴翔

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽蚌埠233030;2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100836)

一、問(wèn)題的提起

改革開(kāi)放30多年來(lái)，中國(guó)通過(guò)發(fā)揮豐富廉價(jià)的勞動(dòng)要素稟賦等優(yōu)勢(shì)，融入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程，抓住了全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)移以及產(chǎn)品價(jià)值增值環(huán)節(jié)的國(guó)際梯度轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的歷史性機(jī)遇，通過(guò)大量引進(jìn)外商直接投資，積極參與以發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)公司為主導(dǎo)的全球價(jià)值鏈分工體系，實(shí)現(xiàn)了對(duì)外貿(mào)易尤其是貨物貿(mào)易的快速發(fā)展。商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示:1992年至2011年期間中國(guó)貨物貿(mào)易額已經(jīng)從1655.3億美元上升至36420.6億美元，其中出口貿(mào)易額從1992年的850億美元迅速攀升到2011年的18986億美元，年均增長(zhǎng)率高達(dá)16.81%。中國(guó)在貨物貿(mào)易增長(zhǎng)方面所取得的舉世矚目成就曾被國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界稱(chēng)為所謂“中國(guó)貿(mào)易量增長(zhǎng)之謎”。然而，就在中國(guó)貨物貿(mào)易呈現(xiàn)“爆炸式增長(zhǎng)”的同時(shí)，兩個(gè)較為突出的問(wèn)題也越來(lái)越受到理論和實(shí)踐部門(mén)的關(guān)注:一是中國(guó)貨物貿(mào)易尤其是制成品出口貿(mào)易大多屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)或者是高端產(chǎn)業(yè)的低端環(huán)節(jié)，粗放型特征較為明顯，而長(zhǎng)期以低端嵌入的方式融入全球分工體系，容易陷入“貧困化”增長(zhǎng)陷阱，從而形成一種所謂“低端道路”的路徑依賴(lài)［1－2］。許多代表性的觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)出口貿(mào)易“只賺數(shù)字不賺錢(qián)”的本質(zhì)實(shí)際上就是低端嵌入的必然結(jié)果，這也是中國(guó)外貿(mào)發(fā)展備受詬病的焦點(diǎn)所在。二是與中國(guó)貨物貿(mào)易發(fā)展極不相協(xié)調(diào)的是，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展相對(duì)滯后。實(shí)際上，自20世紀(jì)90年代以來(lái)，伴隨信息通信科技的突飛猛進(jìn)和廣泛應(yīng)用，以及全球服務(wù)貿(mào)易規(guī)則的實(shí)行，全球服務(wù)貿(mào)易得到了迅猛發(fā)展，貿(mào)易結(jié)構(gòu)正逐步向服務(wù)貿(mào)易傾斜，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展?fàn)顩r也日益成為衡量一國(guó)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)能力的重要指標(biāo)之一。然而，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，雖然近幾年來(lái)中國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展也取得了一定成就，但總體規(guī)模仍然偏小，2011年服務(wù)貿(mào)易出口額僅為1826億美元，占貨物貿(mào)易出口額的比重不足10%。正是在上述背景下，理論和實(shí)踐部門(mén)關(guān)于推動(dòng)中國(guó)制成品出口向全球價(jià)值鏈高端攀升，以及加快服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的呼聲亦愈來(lái)愈高。中國(guó)十二五規(guī)劃綱要中也指出:要提高出口產(chǎn)品質(zhì)量和檔次，大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式。

毋庸置疑，實(shí)現(xiàn)中國(guó)制成品出口向全球價(jià)值鏈高端攀升，以及加快服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，對(duì)于實(shí)現(xiàn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要戰(zhàn)略意義。實(shí)際上，一方面，貨物貿(mào)易的發(fā)展(主要是制成品)與服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展并非孤立，許多理論和實(shí)證研究已經(jīng)證實(shí)了二者之間的互動(dòng)和融合關(guān)系［3－5］;另一方面，不同服務(wù)貿(mào)易部門(mén)同樣具有高低端之分，尤其是在國(guó)際生產(chǎn)分割(International Fragmentation of Production)快速發(fā)展的背景下，如同制造業(yè)一樣，服務(wù)業(yè)也是一個(gè)“碎片化”快速發(fā)展的行業(yè)，其不同環(huán)節(jié)同樣具有“高端”和“低端”之分，換言之，服務(wù)貿(mào)易出口同樣存在技術(shù)含量高低問(wèn)題。上述分析的意義在于啟發(fā)我們思考:中國(guó)制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量，是否存在著某種內(nèi)在動(dòng)態(tài)相關(guān)性?對(duì)上述問(wèn)題的回答，對(duì)于進(jìn)一步推進(jìn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級(jí)，無(wú)疑具有重要的政策含義。遺憾的是，關(guān)于這一重要命題的研究仍然較為鮮見(jiàn)。有鑒于此，本文力圖在這一方面做出初步嘗試。

二、簡(jiǎn)要的文獻(xiàn)回顧

關(guān)于中國(guó)制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動(dòng)態(tài)相關(guān)性問(wèn)題的研究，從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，直接研究還十分缺乏。現(xiàn)有研究主要集中在下述幾個(gè)方面。其一，服務(wù)貿(mào)易發(fā)展對(duì)貨物貿(mào)易的促進(jìn)作用。Grubel and Walker(1989)的研究認(rèn)為［6］，生產(chǎn)過(guò)程迂回化的發(fā)展可以提高制成品生產(chǎn)效率，因?yàn)楦佑鼗氐纳a(chǎn)過(guò)程會(huì)帶來(lái)更加專(zhuān)業(yè)化的分工，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)而服務(wù)貿(mào)易在其中充當(dāng)了人力資本和知識(shí)的“飛輪”，會(huì)使制成品生產(chǎn)成本大大降低和產(chǎn)出增加。Hummels(2000)利用1950－1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算［7］，結(jié)果表明交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展對(duì)于貨物貿(mào)易的影響，相當(dāng)于把關(guān)稅從20%降到5.5%的作用，并且港口以及運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施的改善對(duì)貨物貿(mào)易的增長(zhǎng)也具有重要影響。類(lèi)似地，Baier和Bergstrand(2001)通過(guò)數(shù)據(jù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)［8］，運(yùn)輸成本每提高10%，貨物貿(mào)易量就會(huì)相應(yīng)下降20%。莊麗娟和陳翠蘭(2009)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法［9］，利用1982－2007年中國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明，不同服務(wù)貿(mào)易對(duì)制成品貿(mào)易的促進(jìn)作用表現(xiàn)各異，具體而言，生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易部門(mén)對(duì)制成品出口貿(mào)易的促進(jìn)作用較為明顯，而消費(fèi)性服務(wù)貿(mào)易部門(mén)作用較小。公維麗和孔慶峰(2010)利用中國(guó)1982－2007年的服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)［10］，通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)分析了服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的因果關(guān)系，結(jié)果表明，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因，并據(jù)此得出中國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)貨物貿(mào)易在長(zhǎng)期和短期都具有推動(dòng)作用的結(jié)論。其二，貨物貿(mào)易發(fā)展對(duì)服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用。例如，陳憲和程大中(1999)的研究指出［11］，服務(wù)貿(mào)易尤其是生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，是源于貨物貿(mào)易發(fā)展引起的服務(wù)性需求，是貨物貿(mào)易派生物。Kmiura和Lee(2006)針對(duì)OECD 1999－2000年間的服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)［12］，貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易具有顯著的推動(dòng)作用。陳憲和殷鳳(2008)針對(duì)貨物貿(mào)易發(fā)展對(duì)服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)［13］，貨物貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1億美元，可帶動(dòng)服務(wù)貿(mào)易總額增長(zhǎng)約439萬(wàn)美元，其中貨物出口額每增長(zhǎng)1億美元，則可帶動(dòng)服務(wù)出口額增長(zhǎng)498萬(wàn)美元。李楊和蔡春林(2008)運(yùn)用最小二乘法分析了影響中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的因素［14］，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨物貿(mào)易每增加1美元，服務(wù)貿(mào)易將增加0.065115美元，貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易的帶動(dòng)作用甚于服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響。其三，貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的互動(dòng)發(fā)展。Markusen(1989)將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為中間產(chǎn)品引入理論模型［3］，研究結(jié)論認(rèn)為:生產(chǎn)環(huán)節(jié)的細(xì)分可以促使生產(chǎn)專(zhuān)業(yè)化程度提高以及生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，這有助于產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易，而貿(mào)易的發(fā)展又有助于市場(chǎng)的擴(kuò)大，這反過(guò)來(lái)會(huì)進(jìn)一步刺激生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。Svaleryd和Vlachos(2002)從實(shí)證研究的角度指出［15］，一國(guó)的金融發(fā)展水平進(jìn)而金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平和一國(guó)的貿(mào)易發(fā)展水平有很大的正相關(guān)性，二者相互促進(jìn)。胡景巖博士(2008)的研究則進(jìn)一步認(rèn)為［4］，實(shí)際上任何貨物貿(mào)易的發(fā)展都離不開(kāi)服務(wù)貿(mào)易，貨物貿(mào)易的發(fā)生過(guò)程必然伴隨和包含著服務(wù)貿(mào)易，而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展又為貨物貿(mào)易提供便利化進(jìn)而促進(jìn)貨物貿(mào)易發(fā)展。于立新和周伶(2012)的分析認(rèn)為［13］，包括中國(guó)在內(nèi)的世界貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易呈現(xiàn)融合發(fā)展趨勢(shì)，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)成為貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易相互促進(jìn)發(fā)展的主要方向。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者在貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的互動(dòng)發(fā)展關(guān)系上，都存在較為一致的觀點(diǎn)，即，貨物貿(mào)易發(fā)展為服務(wù)貿(mào)易需求創(chuàng)造需求條件，而服務(wù)貿(mào)易則為貨物貿(mào)易的發(fā)展、轉(zhuǎn)型及升級(jí)提供服務(wù)，二者相互支撐、互動(dòng)乃至融合發(fā)展。

現(xiàn)有研究對(duì)于我們深化認(rèn)識(shí)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的關(guān)系，無(wú)疑具有重要參考價(jià)值和意義，但仍有進(jìn)一步拓展的必要和空間，這突出表現(xiàn)在:(1)針對(duì)貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的分析，大都停留在“量”的分析上，較少?gòu)摹百|(zhì)”的角度開(kāi)展;(2)雖然少量研究?jī)?nèi)含了二者在效率提升上的相互作用，但是直接從“質(zhì)”的互動(dòng)關(guān)系角度展開(kāi)的研究十分鮮見(jiàn);(3)從出口技術(shù)含量視角分析二者之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性，更是一個(gè)極為鮮見(jiàn)的重要研究命題。

三、制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動(dòng)態(tài)關(guān)系的初步考察

為了初步明晰中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文擬通過(guò)計(jì)算中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)(我們用r表示，包括二者的同期相關(guān)系數(shù)、前向相關(guān)系數(shù)以及滯后相關(guān)系數(shù))，以初步驗(yàn)明中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在計(jì)算二者交叉相關(guān)系數(shù)之前，有必要說(shuō)明的是中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的測(cè)度問(wèn)題。本文借鑒Haussmann、Hwang and Rodrik(2007)提出的關(guān)于測(cè)度制成品出口技術(shù)含量的方法［14］，并將其運(yùn)用到服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域，以計(jì)算中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量。具體步驟如下。首先計(jì)算某一可貿(mào)易制成品(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)中某一項(xiàng)服務(wù)商品)的技術(shù)含量(Technological Sophistication Index，TSI)，公式如下:

其中，TSIk即為某一可貿(mào)易制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)k)的技術(shù)含量指數(shù)。ejk是國(guó)家j的制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)k)的出口額，Ej是國(guó)家j的制成品出口總額(或者是服務(wù)貿(mào)易出口總額)，Yj為該國(guó)人均GDP。然后再通過(guò)以下公式計(jì)算一國(guó)制成品出口技術(shù)含量(或者是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量):

其中，ET即為一國(guó)制成品出口技術(shù)含量(或者是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量)，ek為一國(guó)制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)k)的出口貿(mào)易額，E為該國(guó)制成品出口總額(或者是服務(wù)貿(mào)易出口總額)，TSIk為制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)k)的技術(shù)含量。

囿于數(shù)據(jù)的可獲性，以及考慮到制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的樣本區(qū)間一致性，我們計(jì)算了1997－2011年中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量。使用聯(lián)合國(guó)COMTRADE原始數(shù)據(jù)庫(kù)中1997－2011年SITC Rev.3四位數(shù)分類(lèi)貿(mào)易數(shù)據(jù)，以及世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)中公布的1997－2010年各國(guó)人均GDP數(shù)據(jù)(2011年的數(shù)據(jù)來(lái)自于IMF數(shù)據(jù)庫(kù))，利用上述方法可以計(jì)算出1997－2011年度分類(lèi)制成品(SITC5類(lèi)至SITC9類(lèi))的技術(shù)含量指數(shù)(TSI)以及制成品出口技術(shù)含量指數(shù)(ET)。類(lèi)似地，利用上述各國(guó)人均GDP數(shù)據(jù)，以及聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(UNCTAD Statistics)公布的1997－2010年各國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)數(shù)據(jù)以及服務(wù)貿(mào)易出口總額數(shù)據(jù)(2011年的數(shù)據(jù)來(lái)自于IMF公布的各國(guó)國(guó)際收支平衡表)，可計(jì)算出1997－2011年度服務(wù)貿(mào)易各出口分項(xiàng)的技術(shù)含量指數(shù)(TSI)以及服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量指數(shù)(ET)①考慮到計(jì)算制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量所選取樣本國(guó)家的一致性，在綜合考慮數(shù)據(jù)連續(xù)性以及樣本國(guó)貿(mào)易額在全球貿(mào)易中的規(guī)模性或者說(shuō)代表性的基礎(chǔ)上，本文在計(jì)算制成品TSI和服務(wù)貿(mào)易出口分項(xiàng)TSI時(shí)，所選取的樣本國(guó)家和地區(qū)共有26個(gè)，分別為:中國(guó)、美國(guó)、德國(guó)、英國(guó)、西班牙、法國(guó)、日本、愛(ài)爾蘭、比利時(shí)、澳大利亞、意大利、荷蘭、印度、奧地利、加拿大、新加坡、瑞士、盧森堡、瑞典、瑞士、韓國(guó)、俄羅斯、土耳其、挪威、波蘭、巴西。。

如果我們用變量m來(lái)表示中國(guó)的制成品出口技術(shù)含量，用變量n表示中國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量，那么，樣本期內(nèi)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式為:

其中l(wèi)表示滯后期數(shù)，當(dāng)l取負(fù)值時(shí)表示前向相關(guān)，取0值時(shí)表示同期相關(guān)，取正值表示滯后相關(guān)。cmn(l)表示變量m和n的協(xié)方差，sm和sn分別表示變量m和n在樣本期間內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差。sm和sn的計(jì)算公式為:

按照上述方法，本文計(jì)算了1997－2011年間中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的交叉相關(guān)系數(shù)，如表1所示。

表1 制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的交叉相關(guān)系數(shù)(1997－2011)

由表1計(jì)算的結(jié)果我們?nèi)菀卓闯?第一，制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間一直表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，這一點(diǎn)意味著制成品出口技術(shù)含量變量的變化和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的變化之間存在相互的積極作用;第二，制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的正相關(guān)關(guān)系，在前向相關(guān)上(即當(dāng)l取負(fù)值時(shí))，表現(xiàn)為相關(guān)系數(shù)不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，在滯后相關(guān)上(即當(dāng)l取正值時(shí))，表現(xiàn)為相關(guān)系數(shù)逐漸減弱的趨勢(shì)，在同期相關(guān)上(即當(dāng)l取0時(shí))，二者的相關(guān)系數(shù)最大。上述變化趨勢(shì)表明，無(wú)論是制成品出口技術(shù)含量對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的影響，還是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量對(duì)制成品出口技術(shù)含量的影響，兩者在時(shí)期上越是接近，其影響程度越高。從相關(guān)系數(shù)值本身來(lái)看，較強(qiáng)的相關(guān)性主要表現(xiàn)在前向一期、滯后一期以及當(dāng)期?？傊?，初步的分析確實(shí)表明，就本文所選取的樣本期間而言，制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有相互促進(jìn)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

四、制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動(dòng)態(tài)關(guān)系的進(jìn)一步計(jì)量分析

上一小節(jié)通過(guò)對(duì)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)的分析，初步明晰了二者之間存在正相關(guān)的關(guān)系。但是由于時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之間常常出現(xiàn)偽相關(guān)問(wèn)題，換言之，幾乎沒(méi)有任何聯(lián)系的時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間，同樣可能計(jì)算出較高的相關(guān)系數(shù)，因此，對(duì)樣本期間內(nèi)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)量分析是十分必要的。本部分?jǐn)M采用向量自回歸(VAR)模型對(duì)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量(m)與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量(n)之間的關(guān)系給予進(jìn)一步的計(jì)量分析。向量自回歸模型(VAR)的特點(diǎn)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)而建立模型以描述變量之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，它可以不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)。其特征就是把系統(tǒng)中的任何一個(gè)內(nèi)生變量均視為是系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)以進(jìn)行模型構(gòu)造，從而將單一變量的自回歸模型推廣至由多元時(shí)序變量組成的“向量”自回歸模型，以用于描述隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)。因此，本文將使用VAR模型來(lái)研究中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的動(dòng)態(tài)影響。

向量自回歸模型(VAR)的表達(dá)式通常為:

其中，yt是s維內(nèi)生變量向量;xt是t維外生變量向量;A1…Ap以及B1…Br為待估計(jì)的矩陣參數(shù)，外生變量和內(nèi)生變量分別有r和p階滯后期;ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不能有自相關(guān)，但同期之間可以相關(guān)，不能與模型右邊的變量相關(guān)。利用本文計(jì)算的1997－2011年樣本期間中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量數(shù)據(jù)，我們可以建立VAR模型。由于VAR模型的建立要求時(shí)間序列具有平穩(wěn)性或者具有協(xié)整關(guān)系，并且只有當(dāng)時(shí)間序列變量間互為因果關(guān)系時(shí)，采用VAR模型才是有效的。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

此處采用ADF(Augment Dickey－Fuller)單位根檢驗(yàn)方法對(duì)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量(m)與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量(n)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了盡可能地降低時(shí)序經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的波動(dòng)性而又不至于改變各變量之間的關(guān)系，我們對(duì)各原始變量取了自然對(duì)數(shù)，分別計(jì)為L(zhǎng)nM和LnN。如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)但同階單整，可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整性檢驗(yàn)，以確定時(shí)序經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，可以根據(jù)每個(gè)序列的時(shí)序圖以確定檢驗(yàn)類(lèi)型，并根據(jù)施瓦茨準(zhǔn)則(Schwarz Criterion，SC準(zhǔn)則)和赤池信息準(zhǔn)則(Akaike Information criterion，AIC準(zhǔn)則)自動(dòng)確定滯后階數(shù)。取自然對(duì)數(shù)后的中國(guó)制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

取自然對(duì)數(shù)后的中國(guó)制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的原始序列都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過(guò)一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以各原始序列變量都是I(1)序列，即均為一階單整序列，對(duì)此，我們可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整理論表明，如果兩個(gè)時(shí)間序列滿(mǎn)足單整階數(shù)相同并且兩者之間存在著協(xié)整關(guān)系，則這兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量間就存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，從而可以有效避免出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。因此，對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的中國(guó)制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量來(lái)說(shuō)，由于二者同階單整，需要進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整性檢驗(yàn)，分析它們之間是否具有協(xié)整關(guān)系。目前，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，對(duì)于滯后期的選擇通常是一個(gè)較為棘手的問(wèn)題，因?yàn)榧纫紤]到所選滯后期能夠正確反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征，又要同時(shí)考慮到所選滯后期能使模型有足夠數(shù)目的自由度。囿于本文樣本區(qū)間的有限性，在SC準(zhǔn)則和AIC信息準(zhǔn)則基礎(chǔ)上，我們選擇的滯后期為2，采用Johansen(1991)極大似然法檢驗(yàn)上述兩變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，所得結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在VAR模型中，都至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，即，變量LnM和LnN之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

當(dāng)然，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果只是說(shuō)明制成品出口技術(shù)含量變量LnM和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量LnN二者之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是，二者之間的因果關(guān)系，或者說(shuō)究竟是哪個(gè)變量的變動(dòng)是另外一個(gè)變量變動(dòng)的原因，仍然需要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。格蘭杰(Granger)非因果關(guān)系檢驗(yàn)就是一種用于考察某一時(shí)間序列變量是否是另一時(shí)間序列變量產(chǎn)生原因的方法，更為重要的是，只有當(dāng)各時(shí)序變量之間互為因果關(guān)系時(shí)，采用向量自回歸模型才是有效的。由于格蘭杰(Granger)非因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期長(zhǎng)度變化比較敏感，即滯后期長(zhǎng)度選擇的不同，可能會(huì)得到不一致的結(jié)果。因此在檢驗(yàn)過(guò)程中，應(yīng)該選取多個(gè)不同滯后期，若所得結(jié)果一致，則結(jié)論較為可信。此處我們選取了3個(gè)滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表4的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在所選的各個(gè)滯后期下，均在至少5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即制成品出口技術(shù)含量是引起服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化的格蘭杰原因，同時(shí)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量也是引起制成品出口技術(shù)含量變化的格蘭杰原因，二者之間存在雙向因果關(guān)系。上述各種檢驗(yàn)表明，以制成品出口技術(shù)含量變量LnM和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量LnN建立VAR模型是合適的。關(guān)于VAR模型的滯后期選擇問(wèn)題，本文根據(jù)SC(Schwarz criterion)、AIC(Akaike info criterion)和HQ(Hannan－Quinn criterion)信息量取值最小的標(biāo)準(zhǔn)，以確定模型的滯后階數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)，滯后期選擇為2時(shí)最為合適。進(jìn)一步檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)VAR模型的滯后期設(shè)定為2時(shí)，該模型的特征方程根的倒數(shù)全部在單位圓內(nèi)，說(shuō)明該VAR模型具備穩(wěn)定性。在平穩(wěn)性檢驗(yàn)和滯后期檢驗(yàn)基礎(chǔ)之上，本文最終設(shè)定的VAR模型為:

其中，α0是常數(shù)項(xiàng)，α1，…，α4是各滯后項(xiàng)回歸系數(shù)，εt是隨機(jī)干擾項(xiàng)，即白噪聲。同樣地有:

對(duì)(8)式和(9)式進(jìn)行回歸后所得結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 VAR模型回歸結(jié)果

從表5的回歸結(jié)果容易看出，一方面，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量滯后一期和滯后兩期的系數(shù)估計(jì)值均為正數(shù)，表明服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化對(duì)制成品出口技術(shù)含量變化具有正向影響。具體而言，從回歸系數(shù)的估計(jì)值來(lái)看，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化對(duì)未來(lái)兩期制成品出口技術(shù)含量變化的影響彈性分別為0.110158和0.098749，也就是說(shuō)，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化1%將會(huì)導(dǎo)致下一期制成品出口技術(shù)含量變化0.11%以及滯后兩期的制成品出口技術(shù)含量變化0.09%，并且從t統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，上述影響均具有顯著性。這一結(jié)論也是符合現(xiàn)有理論解釋的，江靜和劉志彪(2010)的研究認(rèn)為［17］，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)尤其是高級(jí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，對(duì)于制造業(yè)效率提升具有關(guān)鍵性影響，由于產(chǎn)業(yè)是源貿(mào)易是流，因此，我們也可將上述理論解釋理解為服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高對(duì)于制成品出口技術(shù)含量的提高具有關(guān)鍵性作用。另一方面，就制成品出口技術(shù)含量變化對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的影響而言，由于制成品出口技術(shù)含量變量滯后一期和滯后兩期的系數(shù)估計(jì)值也均為正數(shù)，表明制成品出口技術(shù)含量變化對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化同樣具有正向影響。具體而言，從回歸系數(shù)估計(jì)值來(lái)看，制成品出口技術(shù)含量變化對(duì)未來(lái)兩期服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化的影響彈性分別為1.207352和0.809636，也就是說(shuō)，制成品出口技術(shù)含量變化1%將會(huì)導(dǎo)致下一期服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化約1.21%以及滯后兩期的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化約0.81%，并且從t統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，上述影響同樣也均具有顯著性。上述結(jié)果表明，就目前而言，制成品出口技術(shù)含量的提升對(duì)于服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高具備有效的帶動(dòng)作用，與此同時(shí)，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高對(duì)制成品出口技術(shù)含量提升的正向影響效應(yīng)也逐步開(kāi)始顯現(xiàn)。如果進(jìn)一步比較制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量相互影響的程度，通過(guò)回歸系數(shù)的大小可以粗略判斷，較制成品出口技術(shù)含量對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量提升的帶動(dòng)作用，要高于后者對(duì)前者的作用。對(duì)此，可能的解釋在于，由于當(dāng)前中國(guó)服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展仍然處于起步階段，也可以說(shuō)服務(wù)業(yè)尤其是高級(jí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，可能更多地是源自于制造業(yè)發(fā)展的“需求帶動(dòng)效應(yīng)”。相對(duì)于制成品貿(mào)易而言，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展相對(duì)滯后且國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力相對(duì)較弱，或許就是證明。因此，表現(xiàn)在制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易技術(shù)含量的動(dòng)態(tài)關(guān)系上，就目前的發(fā)展階段而言，可能更多地體現(xiàn)為前者對(duì)后者的帶動(dòng)作用要甚于后者對(duì)前者的推動(dòng)作用。

五、簡(jiǎn)要結(jié)論及啟示

本文通過(guò)計(jì)算樣本期內(nèi)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的交叉相關(guān)系數(shù)，對(duì)二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行初步考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是前向相關(guān)還是滯后相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)都是正值，表明二者之間存在相互積極的動(dòng)態(tài)作用。對(duì)于上述關(guān)系的初步判斷，為了避免可能出現(xiàn)的偽相關(guān)問(wèn)題，本文進(jìn)一步通過(guò)建立VAR(2)模型給予了計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果表明:制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有協(xié)整關(guān)系并且存在著雙向因果關(guān)系，來(lái)自制成品出口技術(shù)含量的變化對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的改變具有顯著的影響，與此同時(shí)，來(lái)自服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的變化對(duì)制成品出口技術(shù)含量的改變同樣具有顯著的影響。但是就二者的影響程度而言，前者對(duì)后者的帶動(dòng)作用似乎更強(qiáng)于后者對(duì)前者的推動(dòng)作用。當(dāng)然，囿于數(shù)據(jù)的可獲性，以及考慮到制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的樣本區(qū)間一致性，我們僅以1997－2011年為樣本區(qū)間考察了二者之間的關(guān)系，因此，上述分析結(jié)果也僅是根據(jù)此樣本區(qū)間所得，或者說(shuō)本文結(jié)論更多地說(shuō)明中國(guó)制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量當(dāng)前所表現(xiàn)出來(lái)的內(nèi)在關(guān)系。如果在數(shù)據(jù)可得的情況下，我們可以進(jìn)一步研究在其它時(shí)間段內(nèi)二者之間的關(guān)系，或者在更長(zhǎng)的區(qū)間內(nèi)考察二者關(guān)系。顯然，這有待于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可獲性的提高，也是我們進(jìn)一步研究的方向。

在中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式亟需轉(zhuǎn)型升級(jí)的大背景下，本文基于制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動(dòng)態(tài)相關(guān)性的分析，所得上述結(jié)論無(wú)疑具有重要的政策含義。提升中國(guó)制成品出口質(zhì)量和檔次以向全球價(jià)值鏈高端攀升，以及大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，作為中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要內(nèi)容和方向，已經(jīng)成為理論和實(shí)際工作部門(mén)的共識(shí)。本文的研究則進(jìn)一步表明，二者之間并非“孤立”發(fā)展的關(guān)系，而是存在著內(nèi)在“質(zhì)的規(guī)定性”，更具體地說(shuō)，中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有“互動(dòng)提升”作用。這一結(jié)論的重要政策含義在于:(1)利用中國(guó)制成品出口規(guī)模的在位優(yōu)勢(shì)以及提升制成品出口技術(shù)含量的契機(jī)，帶動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)通過(guò)發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)抓住了國(guó)際產(chǎn)業(yè)資本重組和轉(zhuǎn)移的歷史性機(jī)遇，實(shí)現(xiàn)了制造業(yè)的快速發(fā)展，已經(jīng)貼遍全世界的“中國(guó)制造”的標(biāo)簽就是明證［18］。當(dāng)前，中國(guó)制成品出口規(guī)模已經(jīng)具有在位優(yōu)勢(shì)，目前已經(jīng)進(jìn)入了轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵階段。我們應(yīng)該充分利用提升中國(guó)制成品質(zhì)量和檔次的重要契機(jī)，將其對(duì)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)尤其是高級(jí)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的潛在需求轉(zhuǎn)化為國(guó)內(nèi)有效現(xiàn)實(shí)需求，從而帶動(dòng)國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè)尤其是高級(jí)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而是服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。(2)在大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的同時(shí)，要注重提升服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量在促進(jìn)制成品出口技術(shù)含量提升中的重要作用。本文的研究結(jié)論表明，在一定程度上來(lái)說(shuō)，制成品出口技術(shù)含量的提升，要依賴(lài)于服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提升情況。實(shí)際上，現(xiàn)有理論已經(jīng)表明，作為服務(wù)貿(mào)易之源的服務(wù)業(yè)尤其是高級(jí)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)，是制造業(yè)起飛的“翅膀”和“聰明的腦袋”，在一定程度上規(guī)定著制造業(yè)效率進(jìn)而制成品出口技術(shù)含量。因此，我們?cè)诖罅粲醢l(fā)展服務(wù)貿(mào)易時(shí)，不僅要注重服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)張，更應(yīng)注重服務(wù)貿(mào)易質(zhì)量的提升，更為確切地說(shuō)，注重現(xiàn)代新型服務(wù)業(yè)的發(fā)展。此外，我們還應(yīng)當(dāng)看到，不同服務(wù)貿(mào)易部門(mén)同樣具有高低端之分，尤其是在國(guó)際生產(chǎn)分割日益發(fā)展的背景下，如同制造業(yè)一樣，服務(wù)業(yè)也是一個(gè)“碎片化”快速發(fā)展的行業(yè)，其不同環(huán)節(jié)同樣具有“高端”和“低端”之分，服務(wù)貿(mào)易出口同樣存在著附加值高低的問(wèn)題。換言之，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量本身就是外貿(mào)發(fā)展方式的重要表現(xiàn)。如果我們?cè)谝晃兜貜?qiáng)調(diào)大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的過(guò)程中，不注重服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提升，或者說(shuō)只注重“量”的擴(kuò)張的話，那么很可能會(huì)使得中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式在未擺脫目前困境時(shí)又會(huì)陷入另一個(gè)困境，即在制成品出口尚未完全擺脫全球價(jià)值鏈低端鎖定的情況下，服務(wù)貿(mào)易本身又陷入“比較優(yōu)勢(shì)陷阱”的可能性。因此，“大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易”作為中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級(jí)的內(nèi)容和方向之一，不僅僅只著重于“量”的擴(kuò)張，更應(yīng)注重于“質(zhì)”的提升。在制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量具有內(nèi)在互動(dòng)發(fā)展關(guān)系的情況下，更應(yīng)如此。當(dāng)然，如何更好地實(shí)現(xiàn)中國(guó)制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的互動(dòng)提升，從而更好地推進(jìn)中國(guó)外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)一步的探討已超出本文研究范圍，是一個(gè)有待深入研究的大課題。

［1］洪銀興．經(jīng)濟(jì)全球化條件下的比較優(yōu)勢(shì)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2002，(12):6－10．

［2］劉志彪，張杰．全球代工體系下發(fā)展中國(guó)家俘獲型網(wǎng)絡(luò)的形成、突破與對(duì)策——基于GVC與NVC的比較視角［J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2007，(5):39－47．

［3］Markusen JR.National and International Return to Scale in the Modern Theory of International Trade［J］．American Economic Review，1982，72(12):36－47．

［4］胡景巖．貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)性曲線［J］．國(guó)際貿(mào)易，2008，(6):36－38．

［5］于立新，周伶．現(xiàn)階段中國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易相互促進(jìn)發(fā)展研究［J］．國(guó)際貿(mào)易，2012，(3):52－58．

［6］Grubel H G，WalkerM A.Service Industry Growth Canada［M］.The Fraser Institute，1989．

［7］Hummels D.Time as a Trade Barrier，Purdue University［R］.NBERWorking Paper No.1775，2000．

［8］Baier S L，Bergstrand JH.The Growth of World Trade:Tariffs，Transport Costs and Income Similarity［J］．Journal of International Economics，2001，53(6):59－71．

［9］莊麗娟，陳翠蘭．我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的動(dòng)態(tài)相關(guān)性研究——脈沖響應(yīng)函數(shù)方法的實(shí)證分析［J］．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009，(2):54－60．

［10］公維麗，孔慶峰．服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的因果關(guān)系研究——基于誤差修正模型的分析［J］．青島行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，(2):5－9．

［11］陳憲，程大中．國(guó)際服務(wù)貿(mào)易中的政府行為［J］．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，1999，(12):38－44．

［12］Kimura F，Lee H H.The Gravity Equation in International Trade in Services［J］.Review of World Economics，2006，142(1):92－121.

［13］陳憲，殷鳳．服務(wù)貿(mào)易:國(guó)際特征與中國(guó)競(jìng)爭(zhēng)力［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2008，(1):113－120．

［14］李楊，蔡春林．中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展影響因素的實(shí)證分析［J］．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2008，(5):75－79．

［15］Svaleryd H，Vlachos J.Markets for Risk and Openness to Trade:How Are They Related?［J］.Journal of International Economics 2002，57(3):369－395．

［16］Hausmann R，Huang Y，Rodrik D.What You Export Matters［R］.NBERWorking Paper No.11905，2005．

［17］江靜，劉志彪．世界工廠的定位能促進(jìn)中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展嗎?［J］．經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010，(3):62－68．

［18］戴翔，張二震．中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度真的趕上發(fā)達(dá)國(guó)家了嗎?［J］．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2011，(7):3－16．