本文摘要：這篇貿易論文投稿發表了加工貿易穿行升級的影響因素理論分析，論文分析了加工貿易升級的影響因素，加工貿易穿行升級的影響因素理論分析，在理論上分析采用主成分的方法，對影響江蘇加工貿易出口升級的因素進行實證分析。
這篇貿易論文投稿發表了加工貿易穿行升級的影響因素理論分析，論文分析了加工貿易升級的影響因素，加工貿易穿行升級的影響因素理論分析，在理論上分析采用主成分的方法，對影響江蘇加工貿易出口升級的因素進行實證分析。
關鍵詞：貿易論文投稿,加工貿易增值率,轉型升級,主成分分析
一、引言
加工貿易指的是價值體現在加工環節的貿易。是一地區，利用本地區的優勢資源對原材料或半成品進行加工、裝配，再出口的區別于一般貿易的貿易方式。自上世紀80年代以來，江蘇便成為主要加工貿易基地。2016年江蘇的外貿與總額中，加工貿易的占比達43.5%。加工貿易為江蘇省帶來了大量的外匯收入和稅收收入。然而，隨著近年來我國經濟發展進入中低速增長的新常態，加工貿易從規模總量到內部結構都出現顯著變化：加工貿易占對外貿易總額下降，作為加工貿易實施主體的外商直接投資減少。基于這些變化，加工貿易產業升級已經無可避免。
二、加工貿易升級影響因素理論分析
加工貿易與一般貿易相比，有"兩頭在外"，增值率不高的特點。所謂"加工貿易增值率"指的是，加工貿易企業利潤增加值與加工貿易企業投入的比。學術界普遍認為，加工貿易轉型升級的首要目標是提高加工貿易增值率。故本文將加工貿易增值率作為因變量y，也就是本文的研究對象，對可能影響江蘇省加工貿易增值率的各種因素進行理論研究和實證分析。本文所采用的數據來源為江蘇省統計年鑒相應年份的統計數據，以2005-2015年相應數據作為樣本進行分析。從宏觀角度來說，江蘇省加工貿易增值率應該是江蘇省內所有加工貿易企業總的增加值，與省內所有加工貿易企業投入之比。
隨著國際分工不斷發展，一國或一地區參加國際分工程度越高，加工貿易獲得的機會就越多，加工貿易就越能得到提升。本文借鑒(張慶霖，陳萬靈，2010;張超磊，金丘明，2013)用本地區進出口總額與本地區生產總值之比來量化該地區對外貿易開放程度。X5：工業化水平。加工貿易發展需要相應水平的工業化為基礎。一地區工業越發達，加工貿易企業規模化盈利能力就越高。本文參考已有的研究(趙征，2014;劉鉆石、張娟2010;杜曉英，2014)用第二產業與GDP比值來量化該地區工業化水平。用STR表示：STR=SIt/GDPtSI表示第二產業值，t表示年份。X6：匯率。匯率的變化直接影響貿易進出口額，當然也影響加工貿易增值率。將匯率變動作為第六個變量，用EXC表示。公式為：EXC=(ERt-ERt-1)/ERt-1ERt表示t年平均匯率,ERt-1表示前一年平均匯率。為了穩健，本文采用人民幣對美元名義匯率作為其變量代表進行考察。
三、加工貿易升級影響因素實證分析
本文采用主成分回歸分析方法，用主成分分析法提取出主成分，再建立回歸模型，從而得出對因變量加工貿易增值率有影響的因素的關系。對于這六個自變量，我們已經通過之前的理論分析闡明了其意義。但是僅僅通過對這六個自變量進行單一分析，很容易得出一個綜合的一致性很好的結論，無疑會造成對加工貿易增值率的片面認識。
為了全面客觀地分析問題，我們要剔除自變量之間的相互關系，運用SPSSv21.0軟件，通過降維的思想，把多個變量轉換成較少的幾個相互不相關的新變量，而這些新變量又與原變量相關。通過新變量代替原變量，從而使進一步研究變得可行。(一)相關分析變量X1~X6之間有相關性，其中X2、X4、X5還有顯著相關性。(二)主成分分析根據表2，前兩個主成分的方差貢獻率已經達到了86.56%，再通過圖1碎石圖也能看出有兩個特征值大于1的主成分，所以應提取兩個主成分。設為F1、F2。得到方程：F1=-2.863-72.79X1+1.358X2-2.658X3+1.316X4+6.912X5-2.244X6(1.2)F2=-2.228+40.758X1+0.847X2+14.215X3-0.309X4-1.62X5-16.478X6(1.3)將方程(1.2)、(1.3)代入(1.1)中，得到加工貿易增值系數和各個原始變量的回歸方程：y=0.971+12.561X1-0.153X2+1.108X3-0.206X4-1.078X5-0.517X6。
四、結論
從回歸方程可以看出，X1研發投入強度對加工貿易增值率有顯著提高作用。表明研發創新是可以提高江蘇省加工貿易增值率，推動省內加工貿易轉型升級。從企業角度來說，首先要重視匯聚海內外高層次、高技能人才創新創業。采取柔性引進、項目引進、專項資助引進等方式，大力引進國外人才和智力，構建引智成果發現推廣體系。其次應增加研發投入，加大科研力度，注重創新。
創新不僅僅指科技創新，而是利用各種優勢資源，多方面的創新。比如，有條件的企業可以通過積極引進高技術人才，加大科技創新投入，進行品牌創新，科技創新。而相對條件薄弱的中小企業，由于研發資金有限，可以通過對產品包裝創新，以及構建消費者對產品偏好的細微差別，豐富產品種類。從政府角度來說，要根據特定時期經濟發展需要，加快培育新的出口主導產業，加大技術密集和服務密集產品出口力度，推動整體產業升級。強化科技同經濟對接、創新成果同產業對接、創新項目同現實生產力對接、研發人員創新勞動同其利益收入對接，加快構建科學規范、富有效率、充滿活力的創新創業生態。除了扶持大型企業，也要在政策和資金方面給予中小加工貿易企業一定扶持和優惠。
政府應該努力打造國有企業、民營企業、外資企業共同發展平臺。引導國有大型企業引領中小民營企業共同發展的方式，鼓勵國有企業將下游加工生產環節轉移外包給加工貿易企業，推動加工貿易企業轉型升級。X2外商直接投資增長率的作用并不明顯，且符號為負，表明外商直接投資在長期對省內加工貿易增值率有負面影響。這可能由于江蘇省在引進外資過程對產業結構地區差異缺乏，外資與本地企業之間產業配套不明顯，技術溢出效應有限。對策上，做到對外資甄別引進，優化外資的結構和質量。要注意有選擇地引進能夠促進產業鏈延伸的外資企業在省內設廠。鼓勵外資企業將研發總部設在省內。X3勞動力成本對加工貿易增值起有限的積極作用。考慮有兩個主要可能性，一是由于江蘇上海地理位置靠近，由于上海配套設施相對更加完善，可能出現“生產/貿易轉移”現象。
原屬于江蘇的生產出口能力可能轉移集中至上海，導致江蘇省統計結果不符合預期。二是可能由于因為加工貿易對勞動力成本具有較大的價格彈性，導致隨著江蘇勞動力成本的上升，加工貿易出現向內地梯度轉移的跡象，加工貿易量顯著下降，也造成勞動力成本對加工貿易增值率提高作用有限。X4貿易開放程度的作用并不明顯，且系數為負，與預期差距較大。
可能是由于本文貿易開放程度的衡量是利用本地區商品進出口總額與該地區生產總值之比來計算。而隨著當今貿易形勢的不斷變化，實體貿易逐漸減少，服務貿易逐漸變多。而由于數據采集的局限性，我們在這里只能用到商品進出口總額，造成統計結果與預期差距較大。X5工業化水平對加工貿易增值率沒有積極作用。雖然江蘇省內工業體系較為完善，制造能力較強，但主要從事的是勞動密集型產業的生產、加工、制造。因此不能推動江蘇省加工貿易的轉型升級。要促進制造業升級，對蘇北和蘇中地區培養和引進相關人才，發展與蘇南地區的產業連接，逐步形成產業集群，促進省內產業結構調整，從而對加工貿易的整體升級起到積極作用。
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作者：郭詣遂 劉紅 滕靜濤
《貿易金融服務與加工貿易發展研究》
摘要：從定性判斷的角度看，貿易金融服務業與加工貿易的發展是相互促進并互為因果的。但由于各地的發展差異，二者的關系可能有些差異。本文根據數據的可行性和指標的合理性原則選取了相應的指標，并利用時間序列數據，采取Granger因果檢驗的方法對重慶市貿易金融服務業與加工貿易發展的因果關系進行了實證分析，結論表明重慶市貿易金融服務是重慶市加工貿易總額的格蘭杰原因，而后者缺不是前者的格蘭杰原因，二者暫時不存在著反饋性的因果關系。
關鍵詞：Granger因果檢驗;貿易金融服務;加工貿易
一、問題的提出
在此背景下，重慶市積極利用資源、市場和要素成本優勢，積極承接國內外產業轉移并推動加工貿易的升級，同時為新型加工貿易的發展積極創新貿易金融服務，推動國際結算型國際金融中心的建設。但是，重慶市貿易金融服務與加工貿易的相關性如何，還需要進行相應的定量分析，這也成為本文的主要研究內容。這方面的實證研究有利于制定合適的協同發展戰略。
二、實證研究
(一)定量分析方法的選擇
為了判斷一個變量的變化是另一個變量變化的原因，計量經濟學中常用Granger因果檢驗的方法。在這里我們通過對重慶市貿易金融服務與加工貿易的相關數據作Granger檢驗來判斷貿易金融和加工貿易發展之間的關系。Granger因果檢驗的一般定義為:若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于變量X有助于變量Y預測精度的改善，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。
(二)指標選取與數據來源
本文選用的貿易金融指標包括1996～2014年度的重慶市金融機構本外幣存款年末余額(設為X1，單位億元)，本外幣貸款年末余額(設為X2，單位億元)，年度保費(設為X3，單位億元，年度金融業從業人數(X4，單位萬人)，相關數據見表1。加工貿易指標則為1996～2014年度的進出口加工貿易總額(設為Y，根據當年美元兌人民幣匯率將計量單位萬美元折算為億元人民幣)。根據散點圖分析，取LNY的值分別與X1，X2，X3，X4進行相關性分析效果更好。
(三)單位根檢驗(ADF平穩性檢驗)
首先對金融機構本外幣存款年末余額X1，金融機構本外幣貸款年末余額X2，保費收入X3，金融業從業人數X4，折算后的進出口加工貿易總額代表值LNY各指標進行單位根檢驗，以判斷其平穩性。運用ADF單位根檢驗法得出的檢驗結果見表2。結果表明：序列X1，X2，X3，X4，LNY的ADF統計量大于5%顯著性水平下的臨界值,接受原假設,即X1，X2，X3，X4，LNY的原始序列含有單位根,為非平穩序列。一階差分序列也為非平穩序列。而X1，X2，X3，X4，LNY的二階差分序列的ADF統計量均小于5%顯著性水平下的臨界值，說明X1，X2，X3，X4，LNY的原始數列是二階單整序列,滿足協整檢驗的前提.
(四)協整檢驗(EG檢驗)
運用EG兩步法對X1和LNY進行協整關系檢驗。第一步,以X1為自變量,對X1和LNY進行最小二乘回歸,求得回歸系數α=0.000246,β=1.906781,得到回歸方程為LNY1=0.00024585238877*X1+1.90678050679，對回歸方程估計殘差序列e1做單位根檢驗，ADF檢驗結果表明，殘差序列的ADF檢驗統計量為-3.597650,小于顯著性水平5%、10%時的臨界值,因此可認為估計殘差序列e1為平穩序列，表明金融機構本外幣存款年末余額X1與進出口加工貿易總額代表值LNY之間存在協整關系。以同樣的EG兩步法估算，X2和LNY、X3和LNY之間也存在協整關系。而X4和LNY之間不存在協整關系。
(五)格蘭杰因果檢驗(Granger檢驗)
在檢驗過程中，針對貿易金融服務和加工貿易之間的時滯，取滯后期為2。X1，X2，X3，X4分別與LNY的因果關系如表3。結合F檢驗和P值,從表3可以看出,當滯后期數為2期時，X1對LNY影響最為顯著,其次X2，X3，X4對LNY影響比較顯著，表明金融機構本外幣存款年末余額X1，金融機構本外幣貸款年末余額X2，保費收入X3，金融業從業人數X4都是進出口加工貿易總額代表值LNY的格蘭杰原因,但是反過來進出口加工貿易總額代表值LNY分別都不是X1，X2，X3，X4的格蘭杰原因。
三、結論與對策分析
通過上述格蘭杰因果檢驗模型的檢驗,得出重慶市貿易金融服務是重慶市加工貿易總額的格蘭杰原因,即重慶市貿易金融服務業的發展會帶動加工貿易的發展，其中金融從業人數對重慶市加工貿易的影響相對較小;而加工貿易的發展不是貿易金融服務的格蘭杰原因,即重慶市加工貿易的發展對貿易金融服務業的發展影響有限。因此，重慶市應該堅持推進西部內陸結算型金融中心的建設，加大貿易金融產品的創新，重視貿易金融人才的培養與引進，同時為貿易金融業的發展提供有利的政策環境。同時，鼓勵重慶市內各種所有制的加工貿易企業積極使用靈活的組合式貿易金融結算和貿易融資方式，盤活資金并合理規避風險，進而支持重慶市貿易金融業的發展。
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作者：鄭先勇 胡純 單位：重慶交通大學
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