中印自贸区产业内贸易效应分析.docx

稻壳儿网络大学 中印自贸区产业内贸易效应分析 作 者:XXX 学 校:稻壳儿网络大学 学 院:XXXXXXXXXX 专 业:XXXXXXXX 教 师:张三 XXXX年X月 中印自贸区产业内贸易效应分析
　　一、构建中印自由贸易区的背景条件 　　（一）世界区域经济一体化　　据调查，60%的国际贸易产生于世界各区域经济一体化成员国之间。区域经济一体化在世界范围内的推广和发展，带来产品的差别化生产。资源的合理配置和有效利用，极大地促进了以规模经济为核心动力的产业内贸易的分工与发展。 　　世界各国结成贸易同盟被看作是推动产业内贸易发展的重要因素。显然，产业内贸易发展水平较高的地区更容易进行贸易合作，由于产业结构相似，可以大大减少一体化后所需调整的资金，有利于两国间的水平分工，从而促成经济一体化。中印两国人口数量都庞大，发展水平接近，产业结构相似，都是以密集型劳动、低附加值商品为主，致使两国的贸易水平尤其是产业内贸易水平较低。但近年来，中印两国越来越重视对方的庞大市场及合作潜力，通过提高科技水平，调整产业结构，产业内贸易水平有望在未来得到较大程度的提高。 　　（二）产业内贸易和区域经济一体化　　早在 1966 年，Vernon 的生产周期理论就提供了产业内贸易的相关模型。例如，北方国家通过对新产品的研发生产，会在短时间内产生垄断效应，但新科技在南方国家得到应用后，由于资源和劳动力价格较低，更利于商品的生产，因此出现的产业内贸易类型为南方国家向北方国家出口先进商品，从北方国家进口技术落后商品。这种产业内贸易则取决于新产品取代旧产品的速度。还有一种产业内贸易，在现在的亚洲市场更为实用，即发达国家的公司和发展中国家的公司签订一些协议，充分利用当地的资源优势，在不同的地区进行商品不同阶段的生产。 　　1992 年，日本经济学家深作喜一郎（kiichiroFukasaku）在《区域经济一体化与产业内贸易：亚洲视角》中提出生产结构的相似以及较低的运输成本会带来更高程度的产业内贸易合作。他认为亚洲贸易格局产生了巨大影响，例如广东，逐步成为香港制造业的主要供应商。 　　Tharakan（1984）、Balassa（1986）和 Lee（1989）的研究都表明，产业内贸易在两国人均收入差异小的国家中所占比例更大。近年来的统计数据也表明，较低的贸易壁垒和运输费用会提高产业内贸易在总体贸易中的比例。然而，产业内贸易的程度也与其他一些因素相关，例如产品差异和经济范围。产业内贸易的基本模型可以表示为：【1】INCLUDEPICTURE \d "http://www.lunwenstudy.com/uploads/allimg/140819/4-140Q91352102F.jpg" \* MERGEFORMATINET 
　　　　其中 Bij 为 i，j 两国的双边产业内贸易，RPCij表示 i，j 两国人均收入的差异，RFEij 表示相关要素禀赋在 i，j 两国的差异，DISij 为两国距离，DUMs 为双边贸易关系的虚拟变量以及特殊国家的不同特质因素；Uij 为扰动项。 　　二、构建中印自由贸易区的产业内贸易效应分析方法与数据来源 　　（一）分析方法的选择　　格兰杰检验作为计量形式的因果检验方式，可以对因果关系不明确的经济现象进行实证检验，文中将采用格兰杰因果关系法对中印自由贸易区的产业内贸易效应进行分析。由于文中的时间经济序列是非平稳的，有可能出现虚假回归的现象，因此需先进行平稳性检验，再用协整检验法来检验两组数据是否具有长期稳定的均衡关系。 　　关于不平稳序列可否进行格兰杰检验一直存在争议，经求证，对于具有协整关系的序列间，即使不是平稳序列也可以进行格兰杰检验。本文运用 E－Views7.0 版本软件对此进行分析。 　　1． 协整检验　　在协整检验中，如果出现虚假回归，得出的结果是无意义的，但如果用差分法对数据进行平稳性处理后再进行检验分析，会丢失很多重要信息，结论不够准确。这使得协整分析变得非常重要，两个具有协整关系的数列既具有短期的平衡，也具有长期的均衡，这对于数列性质的检测和对未来趋势的预测十分有利。两个序列具有相同的单整阶数是序列之间具有协整性的必要条件。 　　要对非均衡误差序列做平稳性检验，可以使用 DF 或 ADF 统计量。比如 yt，xt都为一阶单整序列，协整向量为（1-β1）’，非均衡误差序列写成 ut=yt- β1xt，运用 OLS 法对 ut变量进行协整回归。采用如下公式：【11】INCLUDEPICTURE \d "http://www.lunwenstudy.com/uploads/allimg/140819/4-140Q913521T28.jpg" \* MERGEFORMATINET 
　　　　然后对 ut进行平稳性检验。如果 ut是平稳的，则序列间具有协整关系，否则不存在协整关系。 　　2． 格兰杰因果检验　　本文采用格兰杰因果检验 X 是否为 Y 变化的原因，检验式如下：【2】INCLUDEPICTURE \d "http://www.lunwenstudy.com/uploads/allimg/140819/4-140Q9135224K0.jpg" \* MERGEFORMATINET 
　　　　如果检验值大于其相应 F 分布的临界值，就拒绝原假设，说明 X 的变化是 Y 变化的格兰杰原因，否则不是。 　　（二）数据来源　　中国与印度虽然从 1950 年就已经正式建立外交关系，但两国的经贸合作近年来才进入良好的发展轨道。由于 1997 年前的很多数据已缺失，本文选取 1997 年到 2012 年的数据对中印两国的平均关税（TARIFF）与产业内贸易（IIT）的关系进行检验①。平均关税使用中印最惠国平均关税税率来表示。产业内贸易指数表示双边产业内贸易的发展水平，产业内贸易指数的计算方法依据劳埃德—格鲁贝尔指数（即 GL 指数），公式为：Bi=1-（Xi-Mi）（/Xi+Mi）其中 Bi 为产业内贸易指数，Xi 为产业的出口值，Mi 为产业的进口值。当进出口产品重叠较小时，Bi 值越接近于 0；Bi 值越接近 1，表示该产业内贸易程度越高。 　　其中 GL 指数数据取自 SITC（国际贸易标准分类）rev.3②分类的 0-9 类③商品在 1997~2011 年间的进口总额，再把各类商品的交易数量和进出口总额的比值与各类商品的 GL 指数进行加权平均，最后得到每年的平均产业内贸易指数。中印两国贸易数据来源于联合国 UN COMTRADE 数据库，中国最惠国平均关税税率数据来源于世界发展指标数据库；印度最惠国平均关税税率 2003~2011年数据来源于国别贸易投资环境报告，1997~2002年数据来源于世界发展指标数据库。　　　　三、中印自贸区产业内贸易效应分析 　　（一）中印产业内贸易现状　　中印双边贸易主要商品产业内贸易指数如表1 所示。【表1】INCLUDEPICTURE \d "http://www.lunwenstudy.com/uploads/allimg/140819/4-140Q9135245F4.jpg" \* MERGEFORMATINET 
　　　　从表 1 中可以看出，中印两国之间的贸易既存在产业内贸易，也存在产业间贸易，而且产业内贸易指数波动幅度较大，不够稳定。纺织原料及制品和矿产品的贸易倾向于产业内贸易，化学制品和机械电器设备及工业制品的贸易主要发生在产业间。 　　20 世纪 90 年代到 21 世纪初，我国主要向印度出口丝绸纤维、化工类产品，印度向我国出口的主要是产业密集型产品。近年来，化工类、纺织品、矿产品和机电产品是两国交易最为广泛的几类产品，尤其是机电产品，一直是我国出口量最大的商品。由表 1 可以看出，两国机电类产业内贸易在逐年减少，两国技术水平差异呈扩大趋势。印度机电制造业基础较为薄弱，近年来印度对中国的贸易逆差逐年增大，因而印度对中国反倾销频繁，致使产业内贸易降低。纺织品及原材料的交易在近十年中呈现先减少再增加的趋势。十年前，纺织工业作为两国的支柱产业，在国际上竞争非常激烈，印度纺织品产业的科技人才比例更大，两国商品具有较大的互补性，因此产业内贸易程度较高。但随着我国科技的发展，两国生产的商品相似程度很高，产业内贸易逐渐下降。近年来产业内贸易又逐渐增高的原因是，随着我国劳动力成本的不断上升，进口需求增大，而我国纺织行业技术水平与印度还是有一定差距，致使两国纺织品产业内贸易程度增强。 　　（二）区域经济一体化与产业内贸易的关系　　1997~2011 年中印两国最惠国平均关税税率与双边产业内贸易指数的变动趋势如图 1 所示。【图1】INCLUDEPICTURE \d "http://www.lunwenstudy.com/uploads/allimg/140819/4-140Q9135320C4.jpg" \* MERGEFORMATINET 
　　　　1． 单位根检验　　对于单位根的检验，本文采用 ADF 检验法。ADF 检验结果表明（见表 2），将 TARIFF 序列和IIT序列滞后长度设置为 1 时，AIC 值最小，此时，IIT和 TARIFF 序列及相应的一阶差分序列的统计量t 值都大于其显着性水平 10%的临界值，证明序列可能存在单位根;同时，ADF 检验拒绝了二阶差分IIT（2）、TARIFF（2）具有单位根的假设。因此，序列IIT 和 TARIFF 都是二阶单整序列。由于两序列通过了单位根检验并且两变