【導(dǎo)讀】集體已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的作品成果。對(duì)本文的研究做出重要貢獻(xiàn)的個(gè)。人和集體均已在文中以明確方式標(biāo)明。本人完全意識(shí)到本聲明的法律。結(jié)果由本人承擔(dān)。師的指導(dǎo)下進(jìn)行的研究工作及取得的成果。盡我所知，除文中特別加。而使用過的材料。元，約提高到100倍。但是，各個(gè)地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易額卻極不平衡?？亢蟮那嗪?、寧夏、貴州的進(jìn)口額卻只相當(dāng)于廣東%、%、%，西藏進(jìn)口最少，僅有6710億元，僅相當(dāng)于廣東%。我國“西部大開發(fā)”和“中部崛超”戰(zhàn)略的實(shí)施。調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)施中亟待辯決的問題。瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家林德提出了重疊需求理論。重疊需求理論通常被用于。1H-O理論認(rèn)為決定一國對(duì)外貿(mào)易主要是由資源稟賦決定的。一國出口其豐裕資源密集生產(chǎn)的產(chǎn)品，進(jìn)口其。他們采用協(xié)整分析和誤差修正模型得出結(jié)論認(rèn)為，巴西對(duì)。的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。MarcAllen考究東盟貨物貿(mào)易協(xié)定的簽定對(duì)中國進(jìn)。一是從國家層面對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響因素進(jìn)行探討。改革開放以來進(jìn)口貿(mào)易的因素。

　　

【正文】 （單位：億美元） 20xx 20xx 20xx 20xx 20xx 20xx 20xx 北京 天津 河北 山西 內(nèi)蒙古 遼寧 吉林 黑龍江 上海 江蘇 浙江 安徽 福建 江西 山東 河南 湖北 湖南 廣東 廣西 海南 7 重慶 四川 . 貴州 云南 西藏 陜西 甘肅 青海 寧夏 新疆 數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局 歷 年中國統(tǒng)計(jì)年鑒 從表 可知，我國的進(jìn)口 主要集中在東部沿海地區(qū)，而且數(shù)量從東向西逐步減少，平均值居前的廣東、上海、北京、江蘇、浙江、上海、天津、福建和遼寧都屬于東部沿海地區(qū)，平均值靠后的西藏、青海、寧夏、貴州各省市都屬 于西部地區(qū)，居中的河南、湖北、湖南、江西、安徽等屬于中部地區(qū)。就 20xx 年來說，中國東部地區(qū)的進(jìn)口額占全 國 進(jìn)口總額的 %,而中部和西部地區(qū)則只占%和 %，這種明顯的地帶傾斜格局說明我國貿(mào)易內(nèi)部結(jié)構(gòu)極為不平衡。 東西部地區(qū)在進(jìn)口貿(mào)易 為何會(huì) 有如此大的差異 呢 ？ 這需要探尋各地區(qū) 進(jìn)口貿(mào)易 的 主要 影響因素 。 影響我國各地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易因素的概述 對(duì)我國各地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生影響的因素 雖然 多種 多樣 ， 但可分為共同影響因子與差異影響因子兩個(gè)基本類型。前者包括 匯率、進(jìn)口關(guān)稅稅率、外貿(mào)管理度、全球經(jīng)濟(jì)增長率、外匯儲(chǔ)備等因素 ， 對(duì) 各 地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的影響 程度 大致相同 ，因而不 是導(dǎo)致各地區(qū)進(jìn)口差異的真正原因，故未納入 本文 的 研究范圍；后 者包括 地區(qū) 對(duì)外 出口、固定資產(chǎn)投資、 人均可支配收入 等 因素。 這些因素在我國各地區(qū)呈現(xiàn) 明顯的差異性， 與 各地區(qū) 進(jìn)口貿(mào)易 差異存在內(nèi)在的因果聯(lián)系 ， 因而是本文的考察對(duì)象 。 出口 對(duì) 進(jìn)口的 影響 自從中國 20xx 年加入 WTO 以來，外貿(mào)迅猛發(fā)展，保持逐年擴(kuò)大的貿(mào)易順差，其出口貿(mào)易額更是呈強(qiáng)勁增長勢(shì)頭。 20xx 年之后我國出口貿(mào)易以平均高于20%的增長率迅速擴(kuò)大。 從表面上看， 出口 似乎 與進(jìn)口 沒有內(nèi)在聯(lián) 系，但是 從 實(shí) 質(zhì)看 ，兩者的聯(lián)系 卻是 非常緊密的。因?yàn)槲覈耐赓Q(mào)主要是發(fā)生在制造業(yè)， 而 其中 相當(dāng) 大部分 屬于 加 8 工 貿(mào)易 ， 02 年 年來，加工 貿(mào)易一直占我國出口總額的一半以上 ， 20xx 年加工貿(mào)易額為 億美元，占出口總額的 ％ ， 而加工貿(mào)易中很大部分又屬于來料加工，由此必然導(dǎo)致進(jìn)口的大量增加。同時(shí)， 自中國的市場(chǎng)向國 外 開放 以來 ，資源的瓶頸 愈加 凸顯，因此我國企業(yè) 出口產(chǎn)品生產(chǎn)中 對(duì)外國中間產(chǎn)品以及原材料 、能源 的需求大幅度增加 ， 從而直接 導(dǎo)致 進(jìn)口的增加 。我國外貿(mào)生產(chǎn)企業(yè) 還需引進(jìn)國外先進(jìn) 機(jī)械設(shè)備用以 彌補(bǔ)國內(nèi)技術(shù)的不足 , 提高出口產(chǎn)品質(zhì)量 , 使出口產(chǎn)品更具國際競爭力。 此外，出口還會(huì) 創(chuàng)造大量外匯，增加一國國民收入，進(jìn)一步提高 國內(nèi)的消費(fèi) 水平 和投資需求從而 間接地 影響 進(jìn)口需 求。 可見，出口是影響進(jìn)口的重要因素之一。 由于我國各地區(qū)的出口貿(mào)易極不平衡，從而也就導(dǎo)致了各地區(qū) 進(jìn) 口貿(mào)易的不平衡 。 我國的出口主要集中在東部沿海地區(qū)，且數(shù)量由東向西逐步減少，排在靠前的北京、上海、天津、廣東、江蘇、福建、山東等都屬于東部沿海地區(qū)，排在后面的西藏、甘肅、寧夏、貴州、青海各省市區(qū)基本上都屬于西部地區(qū)，其他均排在中間，如湖南、湖北、江西、河南等。 20xx 年，東部地區(qū)出口額約為 11158億美元，而西部地區(qū)為 390 億美元，僅占東部地區(qū)的 %左右。 固定資產(chǎn)投資 對(duì) 進(jìn)口 的 影響 固定資產(chǎn)投資是建造和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即是固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動(dòng)，包括資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、新建等活動(dòng)。自改革開放 30 多年來，我國固定資產(chǎn)投資從 億增長到 111 億元，尤其是從 20xx 年來，幾乎是以高于 20%的平均增長率高速發(fā)展著 ， 固定資產(chǎn)投資從 20xx 年的 44038 億增長到 20xx 年的 179084 億元 。 社會(huì)固定資產(chǎn)投資的增長，促進(jìn)了國內(nèi)生產(chǎn)的快速發(fā)展，人均 GDP 也隨著增加，國內(nèi)生產(chǎn)的迅速擴(kuò)張，對(duì)機(jī)器設(shè)備的 進(jìn)口 需求旺盛 。同時(shí)，部分投資直接用于先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的進(jìn)口，這 就 增加了進(jìn)口需求 。 外商直 接投資與進(jìn)口往往表現(xiàn)出互為因果的伴生現(xiàn)象，因?yàn)橐环矫孢M(jìn)口是 外商 投資的先導(dǎo)，許多的投資是跟隨市場(chǎng)的 先行 開拓而來的 ；另一方面 跨國公司在我國進(jìn)行投資之后，往往伴隨著 大批 機(jī)器設(shè)備 的進(jìn)口，并在 其 后續(xù)生產(chǎn)中源源不斷 地進(jìn)口國內(nèi)短缺的 原材料和零部件 。 因此，固定資產(chǎn)投資是影響進(jìn)口的重要因素。 由于我國各地區(qū)的固定資產(chǎn)投資呈現(xiàn)較大差異，由此也就導(dǎo)致了各地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的差異 。我國 固定資產(chǎn)地區(qū) 發(fā)展極為不平衡， 排在前面的廣東、浙江、江蘇、上海、北京等都屬于東部地區(qū)，而居后的海南、寧夏、青海、西藏均屬于西部地 9 區(qū)，當(dāng)然排在前的也有西部地區(qū) 的四川。 07 年看來，我國總固定資產(chǎn)投資額高達(dá) 137324 億元，其中東部地區(qū)占 %。，西部地區(qū)僅占 %。這種差異正在逐年擴(kuò)大化，國家正在采取相應(yīng)措施鼓勵(lì)中西部增大投資以縮小東西部差距 人均 可支配 收入 差異對(duì)區(qū)域進(jìn)口差異的影響分析 林德的需求偏好相似論說明兩國收入越接近，貿(mào)易潛在需求越大。而我國的人均可支配收入隨著 GDP 的不斷高速增長因而呈現(xiàn)攀升趨勢(shì)， 20xx 年北京、上海高達(dá) 萬左右。這些收入 一部分 轉(zhuǎn)為儲(chǔ)蓄， 另 一部分直接 用于消費(fèi) 。 隨著人均可支配收入的普遍提高 ， 我國居民 的的部分購買力 轉(zhuǎn)向 進(jìn)口 高檔耐用消費(fèi)品、技術(shù)密集型 電子 產(chǎn)品 、昂貴的奢侈品以及水果 、 服裝 、鞋、包等 日常 消費(fèi)品 ， 由此 大大 增加 了我國 對(duì)外國 消費(fèi) 品的進(jìn)口 。 可見， 人均可支配收入 水平 與進(jìn)口需求之間 存在 較 強(qiáng)的 正相關(guān) 關(guān)系 。 由于我國各地區(qū)的 人均可支配收入 呈現(xiàn)較大差異，由此也就導(dǎo)致了各地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的差異。我國人均 可支配 收入以高于 10%的平均增長率在持續(xù)高速增高，07 年全國人均收入較上年增長 %。而人均收入排名靠前位的上海、北京、天津、江蘇、浙江、廣東、福建等都屬于東部地區(qū)，居后的貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、西藏等都屬于西部地區(qū)。 07年，我國平均人均可支配收入為 ，上海人均收入 23622 元，排名第一，與排在最后的甘肅 10012 元形成強(qiáng)烈反差，這也進(jìn)一步說明東西部的差距。而這種差距隨著經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高速發(fā)展愈加擴(kuò)大 以上 三 個(gè)因素對(duì)地區(qū)進(jìn)口 的影響 效應(yīng) 都呈很明顯的差異性，為了使模型更具有現(xiàn)實(shí)意義，本文 利用 中國國家統(tǒng)計(jì)年鑒 收集 20xx20xx 年這 7 年的數(shù)據(jù)來探討 上 述 因 素 對(duì)區(qū)域進(jìn)口的差異影響。 10 我國進(jìn)口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析 模型 選 擇 本文根據(jù)上面闡述的理論， 以全國 31 個(gè)省市區(qū)為個(gè)體， 20xx20xx 為時(shí)間跨度，進(jìn)口為因變量， 引入 出口、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入為自變量，來做影響中國各地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的差異因素的實(shí)證分析。 在計(jì)量分析中 ，根據(jù)變量設(shè)置一般 面板數(shù)據(jù)模型如下： 1 1 2 2 3 3i t ,i t i t i t i t i t i t i t i tY X X X? ? ? ? ?? ? ? ? ? () i=1, 2,…… ,N。 t=1,2,…… ,T 其中 , itY 為被解釋變量 , xnit=(? 1nit, ? 2nit, …… , ? knit)為 n*k維變量向量 ； n 表示自變量的個(gè)數(shù) ； i 表示不同的個(gè)體 ； t 表示不同的時(shí)間 ； k表示為解釋變量的個(gè)數(shù) ， uit用為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且滿足經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本假設(shè) ， E(uit)=0,Var(uit)= ? 2u, uitN (0, ? 2u)。 根據(jù)模型的參數(shù)假設(shè)不同，面板數(shù)據(jù)模型又可以分為變系數(shù)模型、不變參數(shù)模型和變截距模 型。 而究竟選定 哪一種 模型呢？ 以下 需要進(jìn)行模型假設(shè)檢驗(yàn)。模型常用的有如下三種情形 （ 1） ,i j i j? ? ? ???, (變系數(shù)模型 ) （ 2） ,i j i j? ? ? ???, (變截距模型 ) （ 3） ,i j i j? ? ? ??? (不變參數(shù)模型 ) 經(jīng)常使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè) ： 1: 12 NH ? ? ?? ? ? ? 2 : 1 2 NH ? ? ?? ? ? ? 12 N? ? ?? ? ? ? 在 H1 和 H2兩種假定下 ， 分別構(gòu)造兩個(gè)服從特定自由度的 F分布的統(tǒng)計(jì)量 ： 1414( ) / [ ( 1 ) ( 1 ) ] [ ( 1 ) ( 1 ) , ( 1 ) ]/ [ ( 1 ) ]S S N kF F N k N T kS N T k? ? ?? ? ? ? ? ??? 242 ( ) / [ ( 1 ) ] ( [ ( 1 ) , ( 1 ) ] )4 / [ 1 ]S S N kF F N k N T kS T k??? ? ? ? ??? 其中 ， S S S4 分別表示表示固定系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和； N 表示橫截面上的單元標(biāo)志個(gè)數(shù)； K 表示模型中變量的個(gè)數(shù)； T 11 表示時(shí)間跨度。 根據(jù)統(tǒng)計(jì)方法，計(jì)算出 S1= ,S2= 1605975.,S3= 5918111,N=31,T=7,K=3，從而得出 F1=,F2=,在顯著性水平 ，自由度n1=90,n2=93,F1=,F2= 條件下，檢驗(yàn) F2 : ＞ ，拒絕 H2 假設(shè)，說明此模型排除不變參數(shù)模型的可能；進(jìn)一步檢驗(yàn) F1: ＞ ，拒絕 H1 假設(shè)，說明此模型排除變截距模型，因此本文選擇最有解釋力度的變系數(shù)模型 。 模型 構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源 綜合擬合模型的篩選，現(xiàn)本文選取的面板數(shù)據(jù)模型 為下 ： 1 2 3i t i t i t i t i t i ti t i t i tE X P F A I P D II M P ? ? ? ? ?? ? ? ? ?（ ） i=1,2,…… 31； t=1,2,…… 7, 其中 ， itIMP 代表 各地區(qū)不同時(shí)期的 進(jìn)口 ， itEXP 代表 各地區(qū)不同時(shí)期的 出口 （ export） ， itFAI 代表 各地區(qū)不同時(shí)期的 固定資產(chǎn)投資 （ fixedasset investment） ，itPDI 代表 各地區(qū)不同時(shí)期的 人均 可支配 收入 （ per capital disposable in） 。uit 用為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且滿足經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì) 模型的基本假設(shè) ， E(uit)=0,Var(uit)= ? 2u, uitN (0, ? 2u)。 以上 三 個(gè)自變量對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響可由系數(shù)反映，如果估計(jì)的系數(shù) nit? 顯著且大于零，表明 該變量與進(jìn)口貿(mào)易正相關(guān)，也就意味著該變量創(chuàng)造了新的進(jìn)口貿(mào)易需求；如估計(jì)的系數(shù)顯著小于零，表明該變量與進(jìn)口貿(mào)易負(fù)相關(guān)，即該變量 進(jìn)口貿(mào)易具有貿(mào)易替代效應(yīng)；如果估計(jì)的系數(shù)不顯著，表明 該 變 量對(duì)進(jìn)口貿(mào)易沒有直接的影響 。 該模型中 自變量 及因變量的數(shù)據(jù)均來自 20xx～ 20xx 年 的 《 中國統(tǒng)計(jì)年鑒 》。所有數(shù)據(jù)均具有可靠性及權(quán)咸性 。 實(shí)證結(jié)果分析 在上述模型 基礎(chǔ)上，運(yùn)用 Eviews51 軟件進(jìn)行擬合，回歸結(jié)果如下表 、表 所示 。 表 ： 模型擬合優(yōu)度以及供統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn) Crosssection fixed(dummy variables) Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var regression Akaike info criterion Sum squared resid . Schwarz criterion 12 Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 從表 可知，該模型樣本決定系數(shù)為 ， DW 檢驗(yàn)值為 ，P 值為 ， 這都較好地說明了此模型總體擬合效果 很 好， 表 明 該模型 各 解釋 變量 與被解釋變量之間存在顯著 相關(guān)性 ，即 各地區(qū)出口、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響效應(yīng)顯著。 但是， 從該模型的樣本個(gè)體估計(jì)來看，卻又存在顯著的差異性，即 各地區(qū)出口、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響效應(yīng)明顯不同 ， 同一因素對(duì) 有 些地區(qū) 的 影響為 正 效應(yīng) ， 而對(duì)另一些地區(qū)的影響卻為負(fù)效應(yīng) ，對(duì) 一些地區(qū)的影響較強(qiáng)，而對(duì)另一些地區(qū) 的影響卻較弱 ，詳 見表 。 表 模型參數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果 coefficie