【正文】 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。 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。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。 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。 其中 Ln(DGDP)的 t 值 =， Ln(DPCI)的 t 值 =，未通過 t 檢驗 ，將其剔除。 模型最小二乘法（ LS）估計的結(jié)果如下 表。 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。 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 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。 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)。 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?？紤]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。 各個解釋變量的具體數(shù)值表 8。 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。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。 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。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。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。因此，產(chǎn)業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品差異性越大，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易越大。同時本國具有生產(chǎn)優(yōu)勢的產(chǎn)品也可以出口到別的國家。隨著社會的發(fā)展，人們越來越趨向于消費不同的產(chǎn)品來體現(xiàn)自我個性。一般 認(rèn)為如果兩國國家之間的貿(mào)易不平衡程度越高，兩國之間的進(jìn)出口差額比較大， 當(dāng)與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平呈反方中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素的實證分析 18 向相關(guān)關(guān)系。 同時，兩國之間人均收入水平越接近，消費者的需求偏好就越相似，需求結(jié)果的重疊部分就越大，因此兩國之間就越有可能發(fā)生產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。當(dāng)前，中日經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大，第二種情況出現(xiàn)的可能性也許會更大，就是說中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù) GL可能與中日市場規(guī) 模的變化呈負(fù)相關(guān)。經(jīng)濟發(fā)展水平處于較高階段的國家產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易也相對較活躍，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平作為一個動態(tài)概念，會隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而不斷提高。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 則 造成產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)間的差異。影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的因素眾多，本章節(jié)著重研究 國家層面的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) 。 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） 17 四 、中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易 影響因素 的實證 研究 第三章的研究結(jié)果表明，雖然自 2020 年 以 來 ，中國和日本在電子類產(chǎn)品上的貿(mào)易往來十分頻繁，但在各種 因素 的 影響 下 ，兩國間的產(chǎn) 業(yè)內(nèi)貿(mào)易水 平的 發(fā)展 一直較為 不穩(wěn)定， 而且 仍 停留在垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主的階段。另外 ，在研究過程中筆者發(fā)現(xiàn)， 2020 年至 2020 年間，雖然在雙邊電子類產(chǎn)品貿(mào)易額并未發(fā)現(xiàn)明顯變化，但是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平（ GLWI）、 邊 際產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù) (MIIT)、邊際總中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易現(xiàn)狀及影響因素的實證分析 16 產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù) (Aj)都較大幅 度的下降，發(fā)展形勢 不 太理想。同時，在 11 年數(shù)據(jù)中有 5 年是屬于水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，這也說明了兩國電子類產(chǎn)品貿(mào)易已經(jīng)出現(xiàn)水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的傾向，有很多機會可以發(fā)展水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。但通過更為細(xì)致的觀察， 可以發(fā)現(xiàn)人力資本密集型電子類產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平普遍較低， 可 由于 其 貿(mào)易 所占份額相對較小使得所 占權(quán)重也相對較低， 電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總體水平的高低更多地取決于所占貿(mào)易額較多且產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較高的資本密集型產(chǎn)品。同時，中日電子類產(chǎn)品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)以 技術(shù)密集型產(chǎn)品為主，部分人力資本密集型產(chǎn)品也在蓬勃發(fā)展，其他人力資本密集型產(chǎn)品雖然發(fā)展較緩慢但有很大的上升空間。在數(shù)據(jù)分析中我們發(fā)現(xiàn) 作為真正意義上的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易在 11 年中有5 年超過了垂直型，發(fā)展也是相當(dāng)不穩(wěn)定，這表明在中日間的電子類產(chǎn)品貿(mào)易中，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易更多的還是以垂直型為主，即更多的體現(xiàn)在商品質(zhì)量上的不同，但由于其不穩(wěn)定性，還是有很多機會發(fā)展水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。 而產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易則為： 1 jIT A?? (8) 表 6 20202020 年中日電子類產(chǎn)品水平型與垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易 年份 Aj HIIT VIIT IT 貿(mào)易類型 2020 HIIT 2020 HIIT 2020 VIIT 2020 HIIT 2020 VIIT 2020 VIIT 2020 HIIT 2020 HIIT 2020 VIIT 2020 HIIT 2020 VIIT 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)表 表 2整理 計算 得到 從表 6 不難發(fā)現(xiàn)， Aj代表中日電子類產(chǎn)品邊際總產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平 ， 自 2020 年來十分 不穩(wěn)定， 在 2020 年和 2020 年 只有 和 ， 而 最高的在 2020 年達(dá)到了 ，但 2020 年之后的三年，每年都大幅度向下滑落，形勢不容樂觀，仍還需要在今后很長一段時間內(nèi)逐步發(fā)展走向穩(wěn)定。 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 14 水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)計算公式為： 1 (1 )niH IIT W i M IIT???? （ 4） 其 中，1()iiiniiiXMWXM?? ? ??? ? ?? （ 5） 邊際總產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)： 11111 ( , )nnjjj j i j inniiiiiiXMA X X M MXM ????? ? ?? ? ? ?? ? ? ???? （ 6） 垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)： jVIIT A HIIT?? (7) 其中， jA 衡量的是整個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，包括 HIIT 和 VIIT。 （四）中日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的 HIIT指數(shù)與 VIIT指數(shù)分析 MIIT 動態(tài)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)同樣具有其局限性 —— 不能將不同種類的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易加以區(qū)分，即不能區(qū)分水平型和垂直型的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。 另外， 76 76 764 的 MIIT 大多大于 0，出口擴張快于進(jìn)口擴張，而 763 在20202020 年間的 MIIT 數(shù)值均小于 0，結(jié)合表 4 可知這段時間剛好是其 GL 指數(shù)迅速上升的一個階段，與靜態(tài)分析相一致。從細(xì)分別類來看， 20202020 年間和 20202020 年間的 761 電視接收器、 20202020 年間的 762無線電接收器、 20202020 年間的 763 錄音機，以及 20202020 年間 764 電子通訊設(shè)備的主要增量是由產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易引起 的，其他均由產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易帶來貿(mào)易增量。 對此，本文運用 MIIT 指數(shù)對 20202020 年中日電子類產(chǎn)品貿(mào)易的邊際產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)進(jìn)行計算，其結(jié)果見表 5。若 iMIIT ＜ 表示 i 產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易增量主要是有產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易引起的，越接近于 0，其貿(mào)易增量的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度越高。 （ 三 ） 中 日電子類產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的 MIIT指數(shù)分析 作為衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的靜態(tài)指標(biāo)， GL 指數(shù)有個缺陷：運用 GL 指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平是不全面的，如果一國產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口同比例增長，則 GL 指數(shù)就會失效。而 764 電子通訊設(shè)備作為技術(shù)密集型產(chǎn)品起初就處于較高的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平， 764 電子通訊設(shè)備前期發(fā)展平穩(wěn)， GL 指數(shù)一直高居不下，但在 2020 年和 2020 年停滯，下滑幅度大。 其次從細(xì)分類別比較來看，人力資本密集型產(chǎn) 品中， 76 76 763 三類初始GL 指數(shù)偏低，在隨后這 12 年的發(fā)展中， 761 電視接收器、 762 無線電接收器發(fā)展緩慢，沒有較大的起色，仍處于產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易水平，但 763 錄音機的發(fā)展受人矚目， GL 指數(shù)從在 2020