【導(dǎo)讀】自上世紀(jì)60年代起，有關(guān)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的研究大量涌現(xiàn)，并在此基礎(chǔ)上產(chǎn)生了新的貿(mào)易理論。長久以來，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的研究重點是發(fā)達(dá)國家，但。隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，發(fā)展中國家也逐漸開始重視產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。國從經(jīng)濟上來看分別屬于發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家，雙邊貿(mào)易總額一直呈增長態(tài)勢。產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易已經(jīng)成為中日貿(mào)易的一個重要組成部分。以垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主導(dǎo)。在此基礎(chǔ)上，本文選取五個變量，即貿(mào)易不平衡指程度、成負(fù)面影響；中日電子類產(chǎn)品市場規(guī)模的擴大會抑制產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。政府和企業(yè)兩個層面提出了促進(jìn)中日雙邊電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的對策建議。從促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展、提高國民實際收入水平并加強國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化升級入手，而企業(yè)在積極推行實施品牌戰(zhàn)略的同時應(yīng)當(dāng)注重對人才的培養(yǎng)。

　　

【正文】 平的提高等原因從而形成企業(yè)的長期平均年成本隨著產(chǎn)量的增加而遞減的經(jīng)濟。如果說產(chǎn)品差異是從消費者需求角度決定了產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的話，那么規(guī)模經(jīng)濟則是從產(chǎn)品供給角度決 定產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要因素。一個國家規(guī)模經(jīng)濟越大，則該國家生產(chǎn)的產(chǎn)品種類就越少。在產(chǎn)品差異度一定的情況下，為了滿足消費者多樣化需求，同一產(chǎn)業(yè)進(jìn)口、出口產(chǎn)品就越多。所以規(guī)模經(jīng)濟越大，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易就越大。 ③ 國外直接投資 國外直接投資對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的影響主要取決于投資的動機和類型，也就是說，主要是看直接投資的目標(biāo)是替代貿(mào)易還是建立國際一體化生產(chǎn)體系、促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展。如果是前者，國外直接投資的增長將有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。因此，國際直接投資對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響不是十分明確。 2. 變量確定 與數(shù)據(jù)說明 國家層面的影響因素主要 影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的整體情況，而產(chǎn)業(yè)層面的影響因素 造成產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)間的差異，所以本文主要研究 “國家特征” 影響因素 對中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的效應(yīng)。 考慮到各個因素是否可測量和是否可定量化，本文最終選擇了 3 個影響因素中的 5 個變量來對中日電子類產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易進(jìn)行計量分析，即人均收入水平、人均收入水平差異、市場規(guī)模、市場規(guī)模差異以及貿(mào)易不平衡程度。 現(xiàn)將假設(shè)變量、變量含義羅列如表 7。 各個解釋變量的具體數(shù)值表 8。 表 7 產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的決定因素以及解釋變量含義 解釋變量 (縮寫 ) 定義 貿(mào)易不平衡程度（ TB） 兩國雙邊貿(mào)易 差額與總和的比值 人均收入水平（ PCI） 兩國人均收入的平均值 人均收入差異（ DPCI） 兩國人均收入的絕對差值 市場規(guī)模（ GDP） 兩國國民生產(chǎn)總值的平均值 市場規(guī)模差異（ DGDP） 兩國國民生產(chǎn)總值的絕對差值 浙江理工大學(xué)科技與藝術(shù)學(xué)院本科畢業(yè)設(shè)計（論文） 19 表 8 各個解釋變量具體取值 年份 TB 單位： % PCI 單位：美元 DPCI 單位：美元 GDP 單位：百萬美元 DGDP 單位：百萬美元 2020 45120 29464 5,929,674 3,532,724 2020 41308 24124 5,484,667 2,835,053 2020 40604 21868 5,434,647 2,526,992 2020 44201 23181 5,943,898 2,661,980 2020 48742 24143 6,587,447 2,724,159 2020 49925 21637 6,828,778 2,314,973 2020 50558 17646 7,069,712 1,643,816 2020 54213 13978 7,850,385 862,273 2020 61620 14324 9,371,035 327,381 2020 65014 13932 10,026,398 43,885 2020 72741 13385 11,418,946 442,113 2020 81000 10806 13,185,654 1,451,345 數(shù)據(jù)來源： UN COMTRADE數(shù)據(jù)庫、世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》 （ 二 ） 模型計量與實證分析 經(jīng)過比較分析，本章節(jié)所有 實證分析都將使用經(jīng)濟數(shù)據(jù)分析軟件 ， 選用人均收入水平、人均收入水平差異、市場規(guī)模、市場規(guī)模差異以及貿(mào)易不平衡程度五個自變量， 利用多元線性模型對數(shù)據(jù)做回歸（具體的樣本回歸函數(shù)將在各個實證分析中分別羅列）。考慮到變量間不一定是線性關(guān)系，為方便 數(shù)據(jù)分析，消除樣本數(shù)據(jù)中的異方差現(xiàn)象，對所有樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)一取對數(shù)，逐一進(jìn)行實證研究。 1. GLWI 影響因素的實證分析 在對于中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總水平 （ GLWI） 影響因素的研究中，將模型設(shè)立為如下對數(shù)模型： 1 2 3( ) ( ) ( ) ( )L n G L W I C L n T B L n P C I L n D P C I? ? ?? ? ? ? 45( ) ( ) tL n G D P L n D G D P? ? ?? ? ? (9) 其中， Ln 為自然對數(shù)，μ t 為隨機誤差， β 1β 2β 3β 4 為各變量的彈性系數(shù)。 利用統(tǒng)計軟件 進(jìn)行模型最小二乘法（ LS）估計的結(jié)果如 下： ( ) 15 .1 9 0. 34 ( ) 3. 74 ( ) 0. 04 ( ) 3. 11 ( ) 0. 25 ( )L n G L W I L n T B L n PCI L n D PCI L n G D P L n D G D P? ? ? ? ? ? () () () () () () t= （ ）（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2 ? ， 2 ? ， ? ， 12df? 中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素的實證分析 20 從回歸結(jié)果來看， R2=，修正的可決系數(shù)為 2 ? ，這說明模型對樣本的擬合很好。但 Ln(DPCI)的 t 值 =，未通過 t 檢驗 ，因此剔除變量 Ln(DPCI)，再進(jìn)行回歸分析。 可得模型估計的結(jié)果為： ( ) ( ) ( ) ( ) ( )L n G L W I L n T B L n PCI L n G D P L n D G D P? ? ? ? ? （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） t=（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） R2=， 2 ? ， F=， 12df? 剔除 Ln(DPCI)后的回歸剔除變量 Ln(DPCI)之后，各統(tǒng)計變量的 t 值均變得更為顯著而有效，且回歸結(jié)果的 F 值 =，較先前有了改進(jìn)。 給定顯著性水平α =，查 t 分布表得出自由度 nk=12 的臨界值，為 。 由 圖5中數(shù)據(jù)可得， TB、 PCI、 GDP、 DGDP對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 、 、 、解釋變量的 t 統(tǒng)計量的絕對值均大于 ，這說明顯著性水平 α = 的情況下，其他解釋變量不變，解釋變量“貿(mào)易不平衡程度”（ TB）、“人均收入水平”（ PCI）、“市場規(guī)?！?(GDP)、“市場規(guī)模差異”（ DGDP）分別對于被解釋變量“中日電子類產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總水平”（ GLWI）有著顯著的影響。 2. HIIT 影響因素的實證分析 在對于中日電子類產(chǎn)品 水平型 產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易 （ HIIT） 影響因素的研究中，將模型設(shè)立為如下對數(shù)模型： 1 2 3( ) ( ) ( ) ( )L n H I I T C L n T B L n P CI L n D P CI? ? ?? ? ? ? 45( ) ( ) tL n G D P L n D G D P? ? ?? ? ? (10) 其中， Ln 為自然對數(shù)，μ t 為隨機誤差， β 1β 2β 3β 4 為各變量的彈性系數(shù)。 模型最小二乘法（ LS）估計的結(jié)果如下： ( ) 13 8. 73 1. 61 ( ) 78 .3 5 ( ) 2. 81 ( ) 61 .3 5 ( ) 0. 04 ( )L n H I I T L n T B L n P CI L n D P CI L n G D P L n D G D P? ? ? ? ? ? ? () () () () () () t= （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2 ? ， 2 ?? ， ? ， 11df? 從回歸結(jié)果來看， R2=，修正的可決系數(shù)為 2 ?? 樣本的擬合效果比較不理想。由于 Ln(DGDP)的 t 值 =， Ln(DPCI)的 t 值 =， 未通過 t 檢驗 ，因此剔除變量 Ln(DGDP)和 Ln(DPCI)。 剔除兩個變量后 進(jìn)行回歸分析， 根據(jù) 剔除后的 模型估計結(jié)果為： ( ) 57 .3 73 2 1. 45 04 ( ) 63 .4 86 9 ( ) 47 .6 72 5 ( )L n H I I T L n T B L n P CI L n G D P? ? ? ? ? 浙江理工大學(xué)科技與藝術(shù)學(xué)院本科畢業(yè)設(shè)計（論文） 21 （ ） （ ） （ ） （ ） t=（ ） （ ） （ ） （ ） R2=， 2 ? , F=， 11df? 剔除變量 Ln(DGDP)和 Ln(DPCI)之后，各統(tǒng)計變量的 t 值均變得更為顯著而有效，且回歸結(jié)果的 F 值 =，較先前有了改進(jìn)，從而可以得知人均收入差異和市場規(guī)模差異對于電子類產(chǎn)品的水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易沒有顯著影響。 3. VIIT影響因素的實證分析 在對于中日電子類產(chǎn)品垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易（ VIIT）影響因素的研究 中，將模型設(shè)立為如下對數(shù)模型： 1 2 3( ) ( ) ( ) ( )L n V I I T C L n T B L n P CI L n D P CI? ? ?? ? ? ? 45( ) ( ) tL n G D P L n D G D P? ? ?? ? ? (11) 其中， Ln 為自然對數(shù)，μ t 為隨機誤差， β 1β 2β 3β 4為各變量的彈性系數(shù)。 模型最小二乘法（ LS）估計的結(jié)果如下 表。 ( ) 19 7. 16 2. 43 ( ) 25 .6 4 ( ) 6. 18 ( ) 26 .6 3 ( ) 0. 25 ( )L n V I I T L n T B L n P CI L n D P CI L n G D P L n D G D P? ? ? ? ? ? ? () () () () () () t=（ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2 ? ， 2 ?? ， ? ， 11df? 從回歸結(jié)果來看，樣本的擬合效果不理想。 其中 Ln(DGDP)的 t 值 =， Ln(DPCI)的 t 值 =，未通過 t 檢驗 ，將其剔除。剔除后進(jìn)行最小二乘法（ LS）估計的結(jié)果如表 15。 剔除后的模型估計結(jié)果為： ( ) ( ) ( ) ( )L n VI I T L n T B L n PCI L n D PCI? ? ? ? ? （ ） （ ） （ ） （ ） t= （ ） （ ） （ ） （ ） R2=， 2 ? , F=， 11df? 剔除變量 Ln(GDP)和 Ln(DGDP)之后，各統(tǒng)計變量的 t 值均變得更為顯著而有效，且回歸結(jié)果的 F 值 =，較先前有了改進(jìn)，從而可以得知人均收入差異和市場規(guī)模差異對于電子類產(chǎn)品的水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易沒有顯著影響。 （三 ）實證結(jié)果分析 在上文三個實證分析中， 對中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易 總體水平 （ GLWI）影響因素的實證研究擬合效果最佳，而在對水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易（ HIIT）以及垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素的實證分析 22 （ VIIT）影響因素的研究過程中 ，雖然 都通過比較分析剔除了未通過 t 檢驗 的 幾個變量，但 最后 擬合效果還不是很理想 。其中的 主要原因在于 HIIT 體現(xiàn)的是商品之間 性能上的差異 ， VIIT 主要反映 商品間質(zhì)量上的差異，若從產(chǎn)業(yè)特征進(jìn)行影響因素 實證分析的擬合效果應(yīng)該會更好，而本文側(cè)重于國家層面的影響因素，意在從宏觀上更好地為中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展創(chuàng)造環(huán)境。 GLWI 是衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào) 易的靜態(tài)指標(biāo)，而水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)是分類 指標(biāo) ，反映的是一個動態(tài)的變化 ，各因素對它們的影響呈現(xiàn)不一致性。 現(xiàn)將實證分析中得出的系數(shù)符號羅列如下表： 表 9 產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易決定因素實證結(jié)果系數(shù)符號 因變量（縮寫） 回歸結(jié)果的系數(shù)符號 GLWI HIIT VIIT 貿(mào)易不平衡程度（ TB） — — — 人均收入 水平 （ PCI） + — + 人均收入差異（ DPCI） / / + 市場規(guī)模（ GDP） — + / 市場規(guī)模差異（ DGDP） — / / 1. “ 貿(mào)易不平衡程度 ”分析 回歸結(jié)果表明，貿(mào)易不平衡程度（ TB）的加深，無論是對于中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總體水平還是垂直型或水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展都是起消極作用的。 兩國的進(jìn)出口差額越大，即兩國貿(mào)易不平衡程度越高，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平發(fā)展越受限制。根據(jù)商務(wù)部 的統(tǒng)計，自 2020 年起中日貿(mào)易平衡狀況發(fā)生逆轉(zhuǎn)，中國由 2020 年的貿(mào)易順差轉(zhuǎn)為逆差， 2020 年中方逆差達(dá) 134 億美元， 2020 年 億美元，到 2020 年已接近 250 億美元。其中的原因諸多：兩國商品的結(jié)構(gòu)有明顯的差異，中國對日出口的多為低附加值產(chǎn)品，國家競爭力較弱，而日