楊奎

（徐工集團財務(wù)有限公司，江蘇徐州221000）

一、引 言

中日兩國作為全球經(jīng)濟與貿(mào)易大國，對世界經(jīng)濟的拉動作用不容忽視。根據(jù)IMF統(tǒng)計，2016年中日兩國的GDP分別達到11萬億美元與4.38萬億美元，成為世界第二大與第三大經(jīng)濟體；據(jù)中國商務(wù)部統(tǒng)計，2016年中日貨物貿(mào)易額分別達到3.68萬億美元與1.25萬億美元，位居全球?qū)ν赓Q(mào)易第一位與第四位；在世界經(jīng)濟論壇發(fā)布的《2016-2017年全球競爭力報告》中，日本位居第7位，中國則處于第28位?？梢钥闯?，雖然中國在經(jīng)濟總量上遠超日本，但競爭力水平卻較低。因此，中國在提升對外貿(mào)易規(guī)模的同時，更應(yīng)注重貿(mào)易產(chǎn)品國際競爭力的提升。

經(jīng)濟全球化進程的逐步發(fā)展，使得對外貿(mào)易成為推動一國經(jīng)濟增長的重要因素，對外開放程度也由此廣受關(guān)注（易行健與左雅莉，2016）。中日出口貿(mào)易對兩國經(jīng)濟發(fā)展的正向拉動顯著，研究兩國的貿(mào)易依存度及其相關(guān)影響因素具有實際意義。在國際通行標準下，貿(mào)易依存度被定義為一國（或地區(qū)）在某一時期內(nèi)的對外貿(mào)易額占該國（或地區(qū)）同時期內(nèi)的國民收入或國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重（薛偉賢與董維維，2008），通過貿(mào)易依存度的測算能夠有效反映一國經(jīng)由對外貿(mào)易與全球經(jīng)濟聯(lián)系的密切程度，同時也是體現(xiàn)經(jīng)濟開放程度的重要指標（張智革與吳薇，2011）。許多學者采用該方法對中國的貿(mào)易依存度進行了測算分析（沈利生，2005；張素芳與房劍，2006；等等）。然而，現(xiàn)有關(guān)于貿(mào)易依存度的測算多數(shù)建立在傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計的貿(mào)易數(shù)據(jù)基礎(chǔ)之上，伴隨著全球價值鏈的不斷深化、資源技術(shù)在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化整合與產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工貿(mào)易的蓬勃發(fā)展，中間品貿(mào)易的比重隨之上升，導(dǎo)致海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計在中間品反復(fù)進出關(guān)境時出現(xiàn)嚴重的“統(tǒng)計幻象”問題，難以準確核算各國參與國際分工與貿(mào)易的真實利得（潘文卿與王豐國等，2015），不僅在總量上高估了各國的出口規(guī)模，對各行業(yè)的出口規(guī)模也存在較大程度的扭曲（陳雯與李強，2014）。

在此背景下，增加值貿(mào)易核算方法因能有效解決中間品反復(fù)進出關(guān)境問題，還原各國參與國際分工與貿(mào)易的真實利得而逐漸成為貿(mào)易統(tǒng)計的新體系。相較于增加值貿(mào)易統(tǒng)計，海關(guān)統(tǒng)計進口時計算了進口商品中的國內(nèi)增加值的折返額，統(tǒng)計出口時計算了進口的海外增加值，導(dǎo)致兩種貿(mào)易統(tǒng)計方法下的差異越來越大，因此，必須引入增加值貿(mào)易核算方法（李昕與徐滇慶，2013）。與海關(guān)統(tǒng)計相比，中國與大部分貿(mào)易伙伴的貿(mào)易額均需縮減（拓曉瑞與徐久香，2016），相關(guān)研究指出1995-2009年增加值統(tǒng)計下的中國進口額、出口額分別下降29.8%與23.8%，海關(guān)統(tǒng)計對中國進出口存在較大幅度的虛高影響（陳繼勇與余罡等，2016）。目前，從增加值貿(mào)易角度衡量貿(mào)易規(guī)模并測算貿(mào)易依存度的研究還較少（李昕與徐滇慶，2013；謝銳與趙果梅，2014；鄭國嬌與楊來科，2016），但均認為海關(guān)統(tǒng)計下的貿(mào)易依存度高于實際水平。因此，本文以中日兩國為研究對象，從增加值貿(mào)易視角提出測算出口依存度的一般方法，并與海關(guān)貿(mào)易依存度進行比較，利用因素解析方法對中日兩國出口依存度進行結(jié)構(gòu)解析，從中分析1995-2011年中日貿(mào)易依存度變化差異的主要原因。

為進一步探討增加值出口貿(mào)易依存度的決定因素，本文借鑒錢納里與賽爾昆（1988）使用的通過數(shù)量關(guān)系研究經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的跨國分析思路，通過對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的研究進行跨國分析，進而分析不同國家經(jīng)濟發(fā)展演化過程中的共性特征，以把握經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律。本文通過跨國面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)分析方法，研究不同國家增加值貿(mào)易依存度長期演化的共同決定因素。許多研究認為經(jīng)濟規(guī)模對貿(mào)易依存度有負向影響，認為小國經(jīng)濟受制于國內(nèi)市場規(guī)模，會更加注重對外貿(mào)易的發(fā)展，而大國則主要通過擴大內(nèi)需來促進經(jīng)濟發(fā)展（庫茲涅茨，2015）；并通過實證方程將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值及其平方項引入出口占GDP的比重模型中，發(fā)現(xiàn)兩者間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，而人口與出口貿(mào)易額之間呈負相關(guān)關(guān)系（錢納里與賽爾昆，1988）。也有研究指出貿(mào)易依存度與反映經(jīng)濟增長的相關(guān)因素存在正向關(guān)系，認為人均GDP的提高就需求角度而言會促進進口，在供給方面則會通過促進產(chǎn)品多樣化與差異化提升本國出口產(chǎn)品競爭力進而擴大出口（Goswami，2013）。就匯率而言，匯率波動會改變進出口產(chǎn)品的相對價格，影響進出口產(chǎn)品需求，從而對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整產(chǎn)生影響。此外，在宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)方面，有研究發(fā)現(xiàn)：服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重越高，則該國的貿(mào)易依存度越低（張鵬，2008）；FDI凈流入會轉(zhuǎn)化到加工貿(mào)易實體，通過提高出口貿(mào)易規(guī)模進而對貿(mào)易依存度產(chǎn)生正向影響（吳先智，2005）；在人口結(jié)構(gòu)中，撫養(yǎng)比的升高會增加社會總消費，致使內(nèi)需擴大，出口減少，進口增加，不利于貿(mào)易依存度的提升，而城市化的發(fā)展則會通過聚集基礎(chǔ)設(shè)施條件等降低貿(mào)易成本而促進對外出口（郭炳南與程貴孫，2013），性別比例的變化也會對貿(mào)易依存度有一定影響（Wei et al，2009）；貿(mào)易開放程度越高，體現(xiàn)價格水平的通貨膨脹率則會越低（Lane，1997；Sachsida，2003），但目前尚無通貨膨脹率對貿(mào)易產(chǎn)生影響的研究。因此，本文試圖將現(xiàn)有研究中影響貿(mào)易依存度的各類因素均納入實證模型，考察各國增加值出口貿(mào)易依存度的共同決定因素。

本文部分安排如下：第二部分介紹增加值出口貿(mào)易依存度的計算方法、貿(mào)易依存度的因素分解模型以及其影響因素的實證方程和變量的統(tǒng)計性描述；第三部分是中日兩國的增加值出口數(shù)據(jù)、貿(mào)易依存度及其分解的結(jié)果與分析；第四部分是增加值出口貿(mào)易依存度影響因素的實證結(jié)果及分析；最后是本文的結(jié)論與政策建議。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）增加值出口貿(mào)易依存度測算模型

1.傳統(tǒng)海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計下貿(mào)易依存度的測度

其中，RDFTtra表示海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)下測算的傳統(tǒng)貿(mào)易依存度e表示一國（或地區(qū)）各行業(yè)的海關(guān)統(tǒng)計出口總額。

2.增加值視角下貿(mào)易的出口依存度測算

其中，RDFTexadv為增加值貿(mào)易下測算的出口貿(mào)易依存度，VAex表示增加值出口額，①增加值出口額：指一國或地區(qū)出口中由本國創(chuàng)造的增加值，即增加值出口。式（1）與（2）中的GDP均表示一國或地區(qū)在支出法下當期的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

（二）增加值出口核算方法

根據(jù)現(xiàn)有研究結(jié)果，增加值出口數(shù)據(jù)的核算主要是在WIOT反映的投入產(chǎn)出關(guān)系基礎(chǔ)上，追蹤各國在不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)上的價值增值部分，繼而計算一國出口中由本國創(chuàng)造的增加值部分。WIOT中存在的橫向關(guān)系表示各樣本國家不同部門的總產(chǎn)出被用于所有國家的中間品投入和最終品消費，是對各國生產(chǎn)去向的反映；縱向看，各國家的總投入來源于所有國家所有部門的中間品投入和本國本部門創(chuàng)造的增加值。Koopman等（2014）與Johnson和Noguera（2012）等人的研究提出了計算增加值出口的較完善方法：從生產(chǎn)地到最終吸收地兩方面將各環(huán)節(jié)的中間品貿(mào)易流進行分解，最終實現(xiàn)中間貿(mào)易在不同國家各部門被吸收的部分。將一國的增加值出口定義為被國外吸收的國內(nèi)增加值。包含三部分：最終出口的國內(nèi)增加值、被直接進口國吸收的中間品出口、被直接進口國生產(chǎn)并向第三國出口所吸收的中間品的出口。此外，參考楊奎與王學君（2017）的方法，在三個國家兩部門投入產(chǎn)出模型下，對計算增加值出口的方法進行簡要說明。

表1中，上標s、r和t分別表示S國、R國與T國，由于WIOT對中間部門與最終使用部門的分類不同，所以模型中將中間部門表述為1和2，最終使用部門表述為3和4。就表中各元素而言，Z12sr表示S國1部門的產(chǎn)出被R國2部門用作中間投入的部分，Y12st表示S國1部門的產(chǎn)出被T國2部門用作最終使用的部分，其余表中元素類推；X1r、VA1r分別表示R國1部門的總投入或總產(chǎn)出（投入=產(chǎn)出）與R國1部門的增加值，其余表中元素類推。

表1 三國兩部門投入產(chǎn)出模型

根據(jù)表1中的投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)，存在橫向平衡式，即中間投入+最終使用部分=總產(chǎn)出：

定義中間投入系數(shù)：A≡Z×（X）-1，即各部門中間投入在總投入中所占比重。代入上式，則有：

整理上式可得到需求拉動的總產(chǎn)出公式：

其中含有經(jīng)典的里昂惕夫逆矩陣：即B=（I-A）-1，A為投入系數(shù)矩陣。由此推導(dǎo)出：

式（6）中，Xsr表示2×1總產(chǎn)出列向量，反映的是S國兩部門產(chǎn)出中被R國吸收的部分；Ysr也是2×1列向量，代表S國兩部門生產(chǎn)的最終產(chǎn)品被R國消耗的部分；其余元素類推。

經(jīng)推導(dǎo)得到：

式（7）中，VBY表示6×3矩陣，即增加值出口矩陣，第一、二行表示了S國1、2部門生產(chǎn)的增加值被本國及R與T國所消耗的數(shù)據(jù)?；诖耍蛇M一步求得一國對其他國家在部門間的增加值出口數(shù)據(jù)，通過加總可得到一國對其余國家的增加值出口總額。

另外，借鑒陳繼勇等（2016）的方法，結(jié)合投入產(chǎn)出模型，構(gòu)建一國傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計出口額核算方法：①文中涉及的海關(guān)統(tǒng)計出口額并非嚴格意義上的海關(guān)統(tǒng)計值，而是根據(jù)WIOT中的投入產(chǎn)出關(guān)系，結(jié)合所構(gòu)建的計算模型得到的國家間出口貿(mào)易額，該結(jié)果與海關(guān)統(tǒng)計額十分接近，在此將其稱為海關(guān)出口額。

其中Tsr即為S國對R國的傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計出口額。由此，可求得各國家間增加值出口和海關(guān)統(tǒng)計出口。

（三）出口貿(mào)易依存度因素分解方法

由增加值出口依存度計算模型可知：

即增加值出口依存度等于增加值率（VAX）與傳統(tǒng)貿(mào)易依存度的乘積。其中，增加值率是一國增加值出口與傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計出口的比值，①增加值率（the Ratio of Value Added to Gross Exports，or VAX for Short）：即VAX=增加值出口/海關(guān)出口，衡量了一國參與全球價值鏈球價值鏈強度的指標，也反映了一國出口的獲利能力（Johnson與Noguera，2012），同時體現(xiàn)了一國海關(guān)統(tǒng)計出口與增加值出口之間的差異。后文提及VAX均指出口增加值率。ex表示一國所有行業(yè)出口額的加總。按照VAX比例在行業(yè)上的結(jié)構(gòu)特征，可將增加值出口依存度在行業(yè)上分解為：

上式中，Δ為運算符，表示相應(yīng)變量在1995-2011年的變化量，下標0與1分別表示1995年與2011年。

（四）影響因素模型設(shè)定

參照Goswami（2013）和易行健與左雅莉（2016）對貿(mào)易依存度建立的線性模型，根據(jù)本文樣本選取及數(shù)據(jù)可獲得情況，同時考慮到變量間的理論相關(guān)關(guān)系與貿(mào)易依存度的動態(tài)變化過程，建立如下模型：

針對該模型在增加值視角下的適用性，本文認為，增加值貿(mào)易統(tǒng)計與海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計的區(qū)別僅在于前者剔除了海關(guān)統(tǒng)計中中間產(chǎn)品反復(fù)進出關(guān)境的情形，以及出口產(chǎn)品價值中涵蓋的由外國創(chuàng)造的價值增值部分，與海關(guān)通統(tǒng)計存在較大程度的共通之處，在WIOT所含的樣本國家中，兩種統(tǒng)計方式下的重合程度平均達到74.80%。①重合程度按照39個樣本國家在1995-2011年的增加值出口總額占海關(guān)統(tǒng)計出口總額的比重衡量，具有一定的參考價值。另外，如Johnson與Noguera（2016）以及Kaplan等（2015）指出，從經(jīng)驗角度看，影響增加值出口的相關(guān)變量能夠解釋雙邊增加值貿(mào)易的絕大部分變異，也能夠較好地擬合雙邊增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)。因此，影響海關(guān)統(tǒng)計下貿(mào)易依存度的相關(guān)因素也會在較大程度上有效影響增加值貿(mào)易下的對外貿(mào)易依存度。

（五）數(shù)據(jù)來源

本文計算各樣本國家間增加值出口中所使用的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于歐盟委員會資助且由多個機構(gòu)共同合作開發(fā)的國家間投入產(chǎn)出模型（WIOT），該數(shù)據(jù)涵蓋了1995-2011年41個國家和地區(qū)在35個行業(yè)上中間品與最終品的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，各國中間使用部門35個，最終使用部門5個；②樣本國家包括：歐盟成員27國（法國、德國、意大利、荷蘭、比利時、愛爾蘭、盧森堡、丹麥、英國、希臘、西班牙、葡萄牙、奧地利、芬蘭、瑞典、波蘭、捷克、匈牙利、斯洛伐克、斯洛文尼亞、塞浦路斯、馬耳他、拉脫維亞、立陶宛、愛沙尼亞、保加利亞、羅馬尼亞）、澳大利亞、巴西、加拿大、中國、印度尼西亞、印度、日本、韓國、墨西哥、俄羅斯、土耳其、臺灣、美國和世界其他地區(qū)。在貿(mào)易依存度影響因素模型中，臺灣與世界其他地區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失，因此樣本國選取余下的39個國家。WIOT中35個中間部門：農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦采石業(yè)、食品飲料煙草業(yè)、紡織業(yè)、皮革與制鞋業(yè)、木材加工業(yè)、紙張印刷及出版業(yè)、煤炭石油及核燃料業(yè)、化學品及化工產(chǎn)品業(yè)、橡膠及塑料業(yè)、其他非金屬礦業(yè)、基本金屬及其制造業(yè)、機械制造業(yè)、電氣與光學設(shè)備、運輸設(shè)備制造業(yè)、制造及回收業(yè)、電力煤氣和供水業(yè)、建筑業(yè)、汽車與摩托車銷售與維修業(yè)、批發(fā)零售業(yè)（除汽車與摩托車）、零售業(yè)（除機動車）、酒店餐飲業(yè)、內(nèi)陸運輸、水路運輸、航空運輸、其他輔助運輸業(yè)或旅行社、郵電、金融中介、房地產(chǎn)、租賃業(yè)、公共管理與國防、教育、衛(wèi)生與社會工作、其他團體或私人服務(wù)、私人雇傭。5個最終部門：家庭最終消費支出、為家庭服務(wù)的非營利機構(gòu)支出、政府最終消費支出、總固定資產(chǎn)、存貨與價值品的價格變化。其海關(guān)統(tǒng)計出口貿(mào)易總額占世界出口總貿(mào)易量的74.71%。③根據(jù)世界銀行WDI數(shù)據(jù)，2016年世界總出口額為20.71萬億美元，WIOT中39個樣本國的總出口額為15.47萬億美元，所占比重達74.71%。在影響增加值出口依存度的相關(guān)因素中，本文從經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟增長、匯率、宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)等方面引入相關(guān)變量。模型有效樣本39×17=663個，各變量的統(tǒng)計性描述與相應(yīng)來源見表2，從中反映出39個樣本國家在增加值下的出口依存度、經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等方面存在較大的差異。通過模型估計，研究對增加值出口依存度產(chǎn)生顯著影響的一般因素。

三、中日兩國出口依存度分析

（一）兩種統(tǒng)計方式下中日兩國的出口比較

1.中日出口貿(mào)易額比較分析

由于本文測算的是中日兩國的出口依存度，因此主要對中國與日本在1995-2011年的增加值出口進行統(tǒng)計分析，并與傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計下的出口貿(mào)易額進行比較，具體如表3所示。

表2 模型變量解釋與統(tǒng)計描述

表3 兩種統(tǒng)計方式下中日兩國的出口規(guī)模比較 單位：10億美元

表3列出了兩種統(tǒng)計方式下中日兩國的出口規(guī)模。在傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計方式下，中國出口規(guī)模由1995年的1679.74億美元增長到2011年的20861.89億美元，增長近12.43倍，年均增長17.05%；日本出口規(guī)模由則從4839.62億美元增長到8954.86億美元，增長1.85倍，年均增長3.92%。在增加值核算方法下，中國的出口規(guī)模由1995年的1386.43億美元增長到2011年的15474.42億美元，增長了11.16倍，年均增長16.27%；日本出口規(guī)模則從4424.86億美元增長到6900.82億美元，增長了1.56倍，年均增長2.82%?？梢钥闯觯黾又狄暯窍碌闹腥粘隹谝?guī)模均大幅低于海關(guān)統(tǒng)計下的出口規(guī)模，說明傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計均高估了中日實際出口規(guī)模。在1995-2011年，海關(guān)統(tǒng)計對中國出口平均高估33.68%，對日本出口平均高估19.03%。具體來看，在1995-2000年，海關(guān)統(tǒng)計對中國出口平均高估程度達15.06%；2001年中國加入WTO后，對外貿(mào)易迅速發(fā)展，海關(guān)統(tǒng)計出口與增加值出口間的差距進一步增大，2001-2011年，平均高估30.62%。日本由于較早融入世界經(jīng)濟一體化進程，①日本于1971年開始實行普惠制度，中國自1980年起開始享受日本該制度。日本于1995年1月1日加入WTO，中國于2001年12月11日加入WTO。各年海關(guān)統(tǒng)計出口均對增加值出口存在不同程度的高估影響。

從VAX率角度看，1995-2011年，中國增加值率平均為0.748，日本增加值率平均為0.840，說明日本出口的價值增值能力強于中國，出口創(chuàng)收能力更強；同時也體現(xiàn)了海關(guān)統(tǒng)計出口對中國實際出口規(guī)模高估的程度更大。具體而言，中國VAX自1995-2006年呈減小趨勢，由0.825下降至0.708，日本VAX則由1995年的0.914連續(xù)下降到2008年的0.735，說明隨著中日兩國參與國際分工與貿(mào)易的程度不斷加深，傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計出口與增加值核算出口的差距逐漸增大。但在2009年略有回升，這可能與金融危機后兩國積極推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、優(yōu)化對外貿(mào)易安排有關(guān)。

2.中美日出口VAX分析

圖1表示中國分別與美國、日本雙邊出口VAX在1995-2011年的變化情況。整體來看，1995-2001年VAX基本保持平穩(wěn)或略微上升。在2001年中國入世之后，VAX急劇下降，尤以美日對中國下降幅度最為明顯。經(jīng)過2008年金融危機，各國逐漸通過改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與實施各種金融與貨幣政策等以恢復(fù)經(jīng)濟發(fā)展，使得VAX的變化也趨于穩(wěn)定。更明顯的一點是，通過貿(mào)易雙方的相互影響與作用，中國對美國與美國對中國的出口VAX趨于相等，中國對日本與日本對中國的出口VAX也趨于相等，但兩者間存在差異。由此可以推斷：在當今的貿(mào)易格局下，雙邊出口貿(mào)易已經(jīng)達到或正在向相對穩(wěn)定的狀態(tài)進行發(fā)展。

具體而言，美國對中國出口VAX最高，在1995-2011年平均在0.910，這也是對美國在全球范圍內(nèi)優(yōu)化配置資源而導(dǎo)致的出口中國附加價值較高的集中體現(xiàn)；另一方面，中國為了維持與美國的貿(mào)易利益均衡化，必然要在出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)與質(zhì)量方面與其靠攏，這也是圖1中中美兩國雙邊出口VAX逐漸趨于收斂的含義，中國對美國出口VAX在樣本期內(nèi)平均維持在0.835。中日雙邊出口VAX在1995-2005年則較為接近，2005年后中國對日本出口VAX反超日本對中國出口VAX，反映了中國加入WTO后，通過對外貿(mào)易提升了中國出口的獲利能力；在1995-2011年，中日雙邊出口VAX平均達到0.754與0.709。從中可以看到，中國在與美日的出口貿(mào)易中，出口創(chuàng)收能力得到了極大提高，一度超過了日本。因此，中國應(yīng)繼續(xù)推進對外貿(mào)易發(fā)展，加強與不同經(jīng)濟體的貿(mào)易聯(lián)系，進一步完善中國的對外貿(mào)易安排與優(yōu)化相關(guān)的貿(mào)易政策，以繼續(xù)提升出口產(chǎn)品的國際競爭力并向價值鏈的高端環(huán)節(jié)攀升。

圖1 中國與美國、日本雙邊出口VAX

（二）中日兩國出口依存度分析

根據(jù)對增加值出口貿(mào)易數(shù)據(jù)的重新核算，本文進一步計算中日兩國出口依存度，并與傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計下的貿(mào)易依存度進行比較，通過其各自的演化過程研究其共同之處。

圖2列示了1995-2011年中國在兩種貿(mào)易統(tǒng)計方式下的出口貿(mào)易依存度。在增加值視角下，中國出口貿(mào)易依存度整體呈現(xiàn)增長趨勢，由1995年的18.939%上升到2011年的20.653%，年均增長0.543%，但低于海關(guān)統(tǒng)計下的增速1.217%。并且其存在顯著的階段性變化，在2001年之前基本沒有發(fā)生變化，平均保持在18%左右；2001年末中國入世后，出口貿(mào)易規(guī)模的迅速擴張帶動了貿(mào)易中國內(nèi)增加值的快速增加，出口依存度累計多年持續(xù)提高，2007年達到27.238%；2008年金融危機的爆發(fā)，使得各國出口規(guī)模大幅縮減，中國貿(mào)易依存度下降至2009年的20.351%；之后各國實行一系列貿(mào)易寬松促進政策，對外貿(mào)易得以逐步恢復(fù)。與海關(guān)統(tǒng)計下的貿(mào)易依存度比較發(fā)現(xiàn)，增加值出口貿(mào)易依存度明顯降低，說明基于傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計的貿(mào)易數(shù)據(jù)高估了中國實際的貿(mào)易依存度，在1995-2011年，平均高估2.438%。具體而言，1995-2000年平均高估4.137%，2001-2011年平均高估4.307%?？梢?，隨著中國參與對外貿(mào)易的程度不斷加深，海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)對出口依存度的高估影響越大。

對于日本而言，其增加值出口依存度變化趨勢與中國略有差異（見圖3）。由1995年的8.296%上升至2011年的11.685%，年均增長2.164%，同樣低于海關(guān)統(tǒng)計下的增速3.262%。其變化趨勢與中國不同，在1995-2008年持續(xù)增長，之后貿(mào)易需求萎縮使得出口依存度下降，2010年后逐步穩(wěn)定與恢復(fù)。但整體而言，海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)下的出口依存度仍然高估了日本實際的出口依存度，在1995-2011年平均高估3.841%。

通過對兩國增加值出口依存度的比較分析發(fā)現(xiàn)：中日兩國出口貿(mào)易依存度的演化趨勢整體相似，在樣本期內(nèi)處于連續(xù)增長態(tài)勢，但經(jīng)濟危機的發(fā)生會使其在短期內(nèi)下降，量化寬松的國內(nèi)外經(jīng)濟與貿(mào)易政策會促進貿(mào)易依存度的上升；海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)下會高估兩國實際的貿(mào)易依存度。為進一步分析兩國貿(mào)易依存度之間差異的原因，需對其變化進行因素分解分析。

圖2 中國出口依存度變化趨勢（%）

圖3 日本出口依存度變化趨勢（%）

（三）中日兩國出口依存度總體因素分解

根據(jù)式（13），對1995-2011年中日兩國增加值出口依存度進行因素分解的結(jié)果表明（見表4）：兩國VAX比例變動效應(yīng)均為負，需求擴張效應(yīng)均為正。反映了VAX比例的變動抑制了出口依存度的增長，而對外需求的擴張會促進出口依存度的上升，并且需求擴張效應(yīng)顯著大于VAX變動效應(yīng)。在1995-2011年，出口需求的快速增加是中日兩國增加值出口依存度上升的主要原因，且日本的需求擴張效應(yīng)0.0470大于中國的0.0363，VAX比例變動效應(yīng)同樣大于中國，說明中國的對外貿(mào)易經(jīng)濟的發(fā)展無論在規(guī)模還是質(zhì)量方面均劣于日本。因此，若要加強對外貿(mào)易的獲利能力，就不僅要提高出口規(guī)模，還要致力于提升出口產(chǎn)品中的國內(nèi)價值增值能力，努力向價值鏈的高端環(huán)節(jié)攀升，促進出口中國內(nèi)增加值比重的提高，并逐步弱化需求擴張對貿(mào)易依存度的積極影響。

表4 中日兩國增加值出口依存度總體因素分解

四、增加值出口依存度影響因素實證分析

表5中列出了增加值下出口貿(mào)易依存度相關(guān)因素的回歸結(jié)果，為獲得其影響因素的無偏估計，文中依次列出了混合OLS、固定效應(yīng)（FE）和隨機效應(yīng)（RE）的估計結(jié)果，考慮到出口依存度的長期變化過程及相關(guān)因素對其的動態(tài)影響，列出了動態(tài)模型下差分GMM與系統(tǒng)GMM方法的估計結(jié)果。Che等（2013）認為差分GMM存在弱工具變量問題，系統(tǒng)GMM模型估計方法比差分GMM更有效率。從表5中可知，系統(tǒng)GMM的系數(shù)估計值與差分GMM雖有差異，但前者標準誤差比后者更小，因此系統(tǒng)GMM估計更為準確。此外，本文對系統(tǒng)GMM模型進行了工具變量整體有效性的Hansen檢驗，結(jié)果表明工具變量整體上有效。

從系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果來看，增加值貿(mào)易下出口依存度具有一定（較弱）的慣性，慣性系數(shù)為0.0049，說明解釋變量的長期效應(yīng)是短期效應(yīng)的0.0296倍，說明采用動態(tài)方法分析是合適的。人均GDP在5%的顯著水平上對貿(mào)易依存度有正向影響，其短期影響為0.3070，長期影響為0.0091，且兩者間存在“倒U型”的關(guān)系。人口結(jié)構(gòu)中，只有撫養(yǎng)比在5%的顯著水平下為負，其短期效應(yīng)為-0.5170，長期效應(yīng)為-0.0153。本文認為撫養(yǎng)比的上升會使社會負擔較大的經(jīng)濟壓力，體現(xiàn)在出口上則會過多的依賴貿(mào)易量的上升來緩解撫養(yǎng)人口的壓力，不利于出口中價值增值能力的提升，從而對增加值下的出口貿(mào)易依存度產(chǎn)生一定的抑制作用。與Liu等（2009）結(jié)論相似，F(xiàn)DI占比的系數(shù)顯著為正，可能由于不同國家的稟賦相異，具有比較優(yōu)勢的國家在吸引更多投資的同時也會在不具有比較優(yōu)勢的國家進行投資生產(chǎn)，會有效帶動當?shù)氐募夹g(shù)進步，并提升該國生產(chǎn)創(chuàng)造價值的能力，進而提高出口中的國內(nèi)增加值。FDI占比的短期效應(yīng)為0.0510，長期效應(yīng)為0.0015。

易行健與左雅莉（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，海關(guān)統(tǒng)計下的貿(mào)易依存度具有較強的慣性，慣性系數(shù)達到0.7930，且人口與居民消費率均對貿(mào)易依存度的影響顯著為負，認為小國經(jīng)濟的增長會受制于國內(nèi)市場規(guī)模，進而更重視對外貿(mào)易的發(fā)展；而居民消費率的上升意味著儲蓄率的下降，導(dǎo)致內(nèi)需上升，出口減少。本文認為該結(jié)果與增加值貿(mào)易視角下的估計結(jié)果相異的原因是：（1）本文模型中的被解釋變量為增加值出口依存度，僅包含了出

口統(tǒng)計，而易行健與左雅莉（2016）研究中的貿(mào)易依存度則是由進口與出口之和占GDP的比重衡量，統(tǒng)計范圍不同。（2）增加值下的出口統(tǒng)計剔除了海關(guān)統(tǒng)計中的國外價值部分，僅核算了出口中的國內(nèi)創(chuàng)造價值部分，使得顯著影響海關(guān)統(tǒng)計下外貿(mào)易依存度的因素在增加值統(tǒng)計下不再顯著。

表5 增加值出口依存度影響因素估計結(jié)果

此外，系統(tǒng)GMM估計結(jié)果未能表明經(jīng)濟增長、性別比、城市化率、服務(wù)業(yè)占比和實際有效匯率對增加值出口依存度存在顯著影響，通貨膨脹率的估計系數(shù)雖為正，但不顯著。

五、結(jié)論與建議

基于國際貿(mào)易分工與全球價值鏈逐漸深化發(fā)展的背景，本文從增加值貿(mào)易的視角重新核算中日兩國的出口貿(mào)易額，在此基礎(chǔ)上測算兩國的出口依存度，并與海關(guān)統(tǒng)計下的出口依存度進行比較，通過因素分解探究中日兩國出口依存度產(chǎn)生差異的原因，進而通過GMM動態(tài)面板模型估計研究增加值下出口依存度的相關(guān)影響因素。

主要結(jié)論如下：（1）在增加值出口核算方法下，1995-2011年中日出口規(guī)模分別平均下降33.68%與19.03%，海關(guān)統(tǒng)計對一國真實出口存在較大程度的高估影響。從出口VAX角度看，隨著世界經(jīng)濟融合程度的加深、資源配置的全球化發(fā)展，VAX整體呈下降趨勢，海關(guān)統(tǒng)計與增加值統(tǒng)計下的貿(mào)易額之間的差異也在逐漸增大。（2）1995-2011年，中日兩國的增加值出口依存度均低于海關(guān)統(tǒng)計下的測算結(jié)果，兩國平均下降2.438%與3.841%。中國的出口依存度呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，日本整體呈現(xiàn)增長態(tài)勢。通過對兩國增加值出口依存度的因素分解發(fā)現(xiàn)：兩國的VAX比例變動效應(yīng)均為負，體現(xiàn)了兩國與全球生產(chǎn)加工網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系不斷密切的事實，兩國出口依存度的上升主要由出口規(guī)模的迅速擴張所致。（3）通過對增加值出口依存度影響因素的回歸估計發(fā)現(xiàn)：人均GDP、撫養(yǎng)比與FDI占比是增加值出口依存度的主要決定因素，且其具有的慣性較弱，慣性系數(shù)為0.0049。FDI占比對增加值出口依存度存在正向影響，人均GDP與增加值依存度則顯示出“倒U型”的關(guān)系，撫養(yǎng)比對增加值出口依存度有負向影響。

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下建議：（1）海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計體系與當前國際分工逐漸細化的背景嚴重相左，統(tǒng)計結(jié)果常會高估一國實際的進出口規(guī)模，在此數(shù)據(jù)下的理論分析與政策磋商易出現(xiàn)較大偏差，因此應(yīng)注重增加值統(tǒng)計方法下的貿(mào)易核算與分析。（2）在全球價值鏈不斷深化發(fā)展的背景下，應(yīng)從增加值貿(mào)易角度重新審視一國經(jīng)濟對國際市場的依賴程度，改進當前貿(mào)易統(tǒng)計方法，充分解析貿(mào)易依存度的影響因素，避免高估或低估影響，真實合理地衡量一國的對外開放程度。中日作為世界經(jīng)濟與貿(mào)易大國，應(yīng)加強技術(shù)合作交流，強化兩國間生產(chǎn)價值鏈的分工協(xié)作，優(yōu)化整合兩國的資源優(yōu)勢和技術(shù)優(yōu)勢，以促進互利共贏。對中國而言，在追求以出口貿(mào)易量來提高貿(mào)易依存度的同時，更應(yīng)注重出口創(chuàng)收能力的增強，即在全球價值鏈位置上質(zhì)的提高，致力于出口中國內(nèi)價值增值能力的提升。（3）隨著人均GDP的不斷上升、撫養(yǎng)比的進一步擴大、FDI占比的下降，①根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展組織第25期報告《全球投資趨勢檢測報告》與《中國統(tǒng)計年鑒》，2015與2016年中國的FDI凈流入分別為1358.75億美元與1390.00億美元，GDP分別為107124.36億美元與114301.71億美元，F(xiàn)DI占比分別為1.268%與1.216%，呈下降趨勢。人口撫養(yǎng)比則從2010年的34.2%連續(xù)上升至2015的37%。中國的增加值出口依存度將會進一步下降，對外經(jīng)濟戰(zhàn)略則會逐漸由出口導(dǎo)向型向內(nèi)需主導(dǎo)型經(jīng)濟轉(zhuǎn)變。在全球經(jīng)濟復(fù)蘇緩慢導(dǎo)致的國際市場需求疲軟背景下，對外政策應(yīng)傾向于優(yōu)化出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升出口產(chǎn)品競爭力，積極引進有效投資，致力于向價值鏈高端環(huán)節(jié)攀升，保持對外貿(mào)易對國內(nèi)經(jīng)濟的正向拉動作用。