中国内地与东亚地区产业内贸易现状及影响因素分析（中国社会科学院：邹宗森、原磊、薄晓东）

中国内地与东亚地区产业内贸易 现状及影响因素分析 邹宗森原磊薄晓东 作者信息 邹宗森 单位:中国社会科学院研究生院 学历:博士研究生 研究方向:区域经济一体化、国际金融 通讯地址:北京市房山区良乡高教园区中国社会科学院研究生院2011级博士5班 邮编:102488 手机:18811037879 邮件: zouzongsen@163com 原磊 单位:中国社会科学院工业经济研究所 职务:工业运行研究室副主任 职称:副研究员 学历:经济学博士 研究方向:宏观经济形势分析、工业政策 邮编:100836 薄晓东 单位:中国社会科学院财经战略研究院 研究方向:国际贸易政策、国际投资 邮编:100045 基金项目 本文受到国家社科基金重大招标项目“产业竞争优势转型战略与全球分工模式的演变”(批 准号09&ZD035)资助

中国内地与东亚地区产业内贸易 现状及影响因素分析 邹宗森 原磊 薄晓东 作者信息 邹宗森 单位：中国社会科学院研究生院 学历：博士研究生 研究方向：区域经济一体化、国际金融 通讯地址：北京市房山区良乡高教园区中国社会科学院研究生院 2011 级博士 5 班 邮编：102488 手机：18811037879 邮件：zouzongsen@163.com 原 磊 单位：中国社会科学院工业经济研究所 职务：工业运行研究室 副主任 职称：副研究员 学历：经济学博士 研究方向：宏观经济形势分析、工业政策 邮编：100836 薄晓东 单位：中国社会科学院财经战略研究院 研究方向：国际贸易政策、国际投资 邮编：100045 基金项目 本文受到国家社科基金重大招标项目“产业竞争优势转型战略与全球分工模式的演变”（批 准号 09&ZD035）资助

中国与东亚地区产业内贸易 现状及影响因素分析 邹宗森·原磊2薄晓东3 〖内容摘要〗目前中国与东亚地区的贸易模式仍以产业间贸易为主,产业内贸易比 重较低且以垂直型产业内贸易为主。基于贸易引力模型的面板数据实 证检验表明市场规模、人均收入水平、汇率和FDⅠ是影响贸易模式的 重要因素。加强区域合作,推进产业结构转型和升级,鼓励企业积极 参与国际分工和提高创新能力,有助于提升我国产业内贸易水平 〖关键词〗东亚一体化产业内贸易引力模型贸易类型 〖中图分类号〗F52〖文献标识码〗A〖文章编号〗 随着东亚经济的崛起和区域经济合作的推进,东亚区域产业内贸易( Intra- industry Trade,IIT)正日益受到关注。得益于人们对区域经济一体化研究的深入、各国贸易数据可 获得性的增强以及计量方法的完善,产业内贸易硏究的理论和实证文献也日益增多,其中产 业内贸易的测度及影响因素成为产业内贸易重要的研究方向。 Sawyer、 Sprinkle和 Tochkov (2010)计算了亚洲22个经济体2003年的产业内贸易指数,加权平均的区域GL指数为0.25 高收入国家(地区)如新加坡、韩国和中国台湾,以及东盟地区中的马来西亚、菲律宾和泰 国产业内贸易水平较高,中国内地、日本和印度次之,运用 TOBIT模型分产业进行的回归结 果显示,GDP差异、地理距离以及研发投入对于产业内贸易的影响较为显著,而人均GDP差 异变量几乎对所有产业的影响都不显著。Ando(2006)在HS分类体系6位数层次上对东亚国 家1990、1996和2000年的机械产品与零部件贸易数据进行分解,发现东亚区域产业间贸易 比重在下降,垂直产业内贸易份额在上升,说明东亚国家参与的垂直型国际生产分工使区域 产业内贸易迅速增长。韩国学者赵恩娇(2013)采用 Greenaway.、Hine和 Milner(1994)提出 的GHM方法测度产业内贸易类型,发现中韩两国的工业制成品以产业内贸易为主,且垂直型 产业内贸易一直占据重要地位。国内学者郑昭阳和周昕(2007)对东亚10个主要经济体各类 产品1992-2005年的产业内贸易数据进行分析,结果表明产业内贸易已成为东亚区域的主 要贸易形式。梁明和李光辉(2009)研究了东北亚地区双边贸易的影响因素,发现进出口国 GDP、进口国的人均GDP、地理距离、是否W0和APEC成员国等变量对东北亚地区双边贸易 影响显著。 对于中国而言,与东亚地区贸易伙伴的产业内贸易现状和格局如何?影响因素有哪些? 对这些问题细致、客观的分析有助于准确判断中国在东亚地区分工体系中所处的地位,从而 收稿日期 作者简介:1.邹宗森,中国社会科学院研究生院博士研究生。研究方向:区域经济一体化、国际金融。 北京,102488。 2原磊,中国社会科学院工业经济研究所,副研究员,经济学博士。研究方向:宏观经济 形势分析、工业政策。北京,100836。 3.薄晓东,中国社会科学院财经战略研究院。研究方向:国际贸易政策、国际投资。北京, 100045。 基金项目:本文受到国家社科基金重大招标项目“产业竟争优势转型战略与全球分工模式的演变”(批 准号09&ZD035)资助

中国与东亚地区产业内贸易 现状及影响因素分析 邹宗森 1 原磊 2 薄晓东 3 【内容摘要】 目前中国与东亚地区的贸易模式仍以产业间贸易为主，产业内贸易比 重较低且以垂直型产业内贸易为主。基于贸易引力模型的面板数据实 证检验表明市场规模、人均收入水平、汇率和 FDI 是影响贸易模式的 重要因素。加强区域合作，推进产业结构转型和升级，鼓励企业积极 参与国际分工和提高创新能力，有助于提升我国产业内贸易水平。 【关键词】 东亚一体化 产业内贸易 引力模型 贸易类型 【中图分类号】F752 【文献标识码】A 【文章编号】 随着东亚经济的崛起和区域经济合作的推进，东亚区域产业内贸易（Intra-industry Trade, IIT）正日益受到关注。得益于人们对区域经济一体化研究的深入、各国贸易数据可 获得性的增强以及计量方法的完善，产业内贸易研究的理论和实证文献也日益增多，其中产 业内贸易的测度及影响因素成为产业内贸易重要的研究方向。Sawyer、Sprinkle 和 Tochkov （2010）计算了亚洲 22个经济体 2003年的产业内贸易指数，加权平均的区域 GL指数为 0.25， 高收入国家（地区）如新加坡、韩国和中国台湾，以及东盟地区中的马来西亚、菲律宾和泰 国产业内贸易水平较高，中国内地、日本和印度次之，运用 TOBIT 模型分产业进行的回归结 果显示，GDP 差异、地理距离以及研发投入对于产业内贸易的影响较为显著，而人均 GDP 差 异变量几乎对所有产业的影响都不显著。Ando(2006)在 HS 分类体系 6 位数层次上对东亚国 家 1990、1996 和 2000 年的机械产品与零部件贸易数据进行分解，发现东亚区域产业间贸易 比重在下降，垂直产业内贸易份额在上升，说明东亚国家参与的垂直型国际生产分工使区域 产业内贸易迅速增长。韩国学者赵恩娇(2013)采用 Greenaway、Hine 和 Milner(1994)提出 的 GHM 方法测度产业内贸易类型，发现中韩两国的工业制成品以产业内贸易为主，且垂直型 产业内贸易一直占据重要地位。国内学者郑昭阳和周昕(2007)对东亚 10 个主要经济体各类 产品 1992-2005 年的产业内贸易数据进行分析，结果表明产业内贸易已成为东亚区域的主 要贸易形式。梁明和李光辉(2009)研究了东北亚地区双边贸易的影响因素，发现进出口国 GDP、进口国的人均 GDP、地理距离、是否 WTO 和 APEC 成员国等变量对东北亚地区双边贸易 影响显著。 对于中国而言，与东亚地区贸易伙伴的产业内贸易现状和格局如何？影响因素有哪些？ 对这些问题细致、客观的分析有助于准确判断中国在东亚地区分工体系中所处的地位，从而 收稿日期： 作者简介：1.邹宗森，中国社会科学院研究生院博士研究生。研究方向：区域经济一体化、国际金融。 北京，102488。 2.原磊，中国社会科学院工业经济研究所，副研究员，经济学博士。研究方向：宏观经济 形势分析、工业政策。北京，100836。 3.薄晓东，中国社会科学院财经战略研究院。研究方向：国际贸易政策、国际投资。北京， 100045。 基金项目：本文受到国家社科基金重大招标项目“产业竞争优势转型战略与全球分工模式的演变”（批 准号 09&ZD035）资助

为贸易、投资和产业政策提供科学的决策依据 中国和东亚产业内贸易现状 (一)贸易指数 Grubel和 Lloyd于1975年提出GL指数,若某个国家有n个产业,则该国以i产业进 出口额占所有产业进出口额之和的比重为权数的加权国家产业内贸易指数可以表示为 GL=∑(1 (1) x+M1∑。(X+M) 其中X与M1分别表示i产业的出口额和进口额,GL∈[0,1],0表示完全产业间贸 易,1表示完全产业内贸易。 Fontane和 Freudenberg(1997)认为GL指数仅仅衡量了贸易重叠程度,具有局限性。 他们首先根据Min( X:, M: MMax(X1M1)的大小将贸易类型划分为产业间贸易和产业内贸易, 然后按照出口和进口单位价值的相近程度将产业内贸易进一步分解为两种情形:水平产业内 贸易( Horizontal Intra- industry Trade,HIT)和垂直产业内贸易( Vertical Intra- industry Trade,ⅥIT),表1描述了上述分解方法。划分出三种贸易类型后,可以 进一步计算各种类型所占的份额,即F-F份额指数。 表1FF贸易类型划分方法 出口和进口重叠程度: 出口和进口单位价值的相近程度 MmXM4Max(X,M)1+)≤UV/V≤(+a) 不低于0.1? 是 否 是 HIIT 否 InIT 资料来源: Fontane和 Freudenberg(1997) 其中X和M1分别表示i产业j产品的出口额和进出额:UV和UVm分别表示单位 出口价值和单位进口价值。 (二)产业内贸易水平 由于中国内地、香港和台湾的贸易数据分开统计,因此选取内地及其东亚地区8个较 大的贸易伙伴作为研究对象,贸易伙伴包括中国香港、日本、韩国、印度尼西亚、马来西亚 菲律宾、新加坡和泰国,数据来源于联合国商品贸易数据库( UN Comtrade)HS编码4位数水 平的统计数据。根据内地与上述贸易伙伴双边贸易数据计算的GL指数显示,中国内地产业 内水平整体不高,若将上述所有贸易伙伴视为一个整体,按照进出口额加权计算出的GL指 数,2001年为0.23,2006年降为0.22,2011则进一步降为0.17 按照F-F方法分别对双边贸易进行分解,发现中国内地与上述贸易伙伴产业内贸易份 额所占比重普遍较低,且多以垂直型产业内贸易为主。中国内地与香港地区以及印度尼西亚 的双边产业间贸易份额呈上升趋势,而产业内贸易则呈下降趋势;中国内地与日本、韩国、 马来西亚、泰国的双边产业间贸易份额呈下降趋势,产业内贸易份额呈上升趋势,但产业内 ①此处“东亚”并非严格的地理和政治意义上的东亚,而是广义的东亚范围,涵盖地理意义上的东亚、东 北亚和东南亚地区,这种定义在西方学术界和传媒业非常普遍,请参阅:htp/ zh. wikipedia. org/wiki东亚 2运用10%的重叠标准划分产业间贸易和产业内贸易后,约有26%的产业内贸易数据缺乏进出口数量数据, 计算HIT和ⅥIT时予以忽略

为贸易、投资和产业政策提供科学的决策依据。 一、中国和东亚产业内贸易现状 （一）贸易指数 Grubel 和 Lloyd 于 1975 年提出 GL 指数，若某个国家有 n 个产业，则该国以 i 产业进 出口额占所有产业进出口额之和的比重为权数的加权国家产业内贸易指数可以表示为： n i i i i i=1 n i i i i i=1 X -M (X +M ) GL= (1- ) X +M (X +M ) ∑ ∑ (1) 其中 Xi 与 Mi 分别表示 i 产业的出口额和进口额，GL ∈[0,1]，0 表示完全产业间贸 易，1 表示完全产业内贸易。 Fontagné 和 Freudenberg(1997)认为 GL 指数仅仅衡量了贸易重叠程度，具有局限性。 他们首先根据 Min(X ,M )/Max(X ,M ) ii ii 的大小将贸易类型划分为产业间贸易和产业内贸易， 然后按照出口和进口单位价值的相近程度将产业内贸易进一步分解为两种情形：水平产业内 贸 易 (Horizontal Intra-industry Trade, HIIT) 和垂直产业内贸易 (Vertical Intra-industry Trade, VIIT)，表 1 描述了上述分解方法。划分出三种贸易类型后，可以 进一步计算各种类型所占的份额，即 F-F 份额指数。 表 1 F-F 贸易类型划分方法 出口和进口重叠程度： Min(X ,M )/Max(X ,M ) ij ij ij ij 不低于 0.1? 出口和进口单位价值的相近程度： 1/(1+α)≤ x m UV /UV ij ij ≤(1+α)？ 是 否 是 HIIT VIIT 否 InIT 资料来源：Fontagné 和 Freudenberg(1997) 其中 Xij 和 Mij 分别表示 i 产业 j 产品的出口额和进出额； x UVij 和 m UVij 分别表示单位 出口价值和单位进口价值。 （二）产业内贸易水平 由于中国内地、香港和台湾的贸易数据分开统计，因此选取内地及其东亚地区① 8 个较 大的贸易伙伴作为研究对象，贸易伙伴包括中国香港、日本、韩国、印度尼西亚、马来西亚、 菲律宾、新加坡和泰国，数据来源于联合国商品贸易数据库(UN Comtrade)HS 编码 4 位数水 平的统计数据。根据内地与上述贸易伙伴双边贸易数据计算的 GL 指数显示，中国内地产业 内水平整体不高，若将上述所有贸易伙伴视为一个整体，按照进出口额加权计算出的 GL 指 数，2001 年为 0.23，2006 年降为 0.22，2011 则进一步降为 0.17。 按照 F-F 方法分别对双边贸易进行分解②，发现中国内地与上述贸易伙伴产业内贸易份 额所占比重普遍较低，且多以垂直型产业内贸易为主。中国内地与香港地区以及印度尼西亚 的双边产业间贸易份额呈上升趋势，而产业内贸易则呈下降趋势；中国内地与日本、韩国、 马来西亚、泰国的双边产业间贸易份额呈下降趋势，产业内贸易份额呈上升趋势，但产业内 ① 此处“东亚”并非严格的地理和政治意义上的东亚，而是广义的东亚范围，涵盖地理意义上的东亚、东 北亚和东南亚地区，这种定义在西方学术界和传媒业非常普遍，请参阅：http://zh.wikipedia.org/wiki/东亚。 ②运用 10%的重叠标准划分产业间贸易和产业内贸易后，约有 2.6%的产业内贸易数据缺乏进出口数量数据， 计算 HIIT 和 VIIT 时予以忽略

贸易份额依然较低;中国内地与新加坡双边产业内贸易份额大致稳定,且产业内贸易份额相 对较高:中国内地与菲律宾双边产业内贸易份额基本稳定,但水平偏低。图1显示了中国内 地与上述东亚贸易伙伴产业间贸易份额、水平型产业内贸易份额和垂直型产业内贸易份额的 情况。 中国内地-中国香港 中国内地-印度尼西亚 09800 今令 中国内地-日本 中国内地-韩国 声▲▲ 最1 中国内地一马来西亚 中国内地-菲律宾 000000 命令 8 3 中国内地-新加坡 中国内地-泰国 一产业间贸易 水平产业内贸易 垂直产业内贸易 图1中国内地与东亚地区双边贸易指数 资料来源:作者依据 UN Comtrade数据计算并绘制 二、影响因紊分析

贸易份额依然较低；中国内地与新加坡双边产业内贸易份额大致稳定，且产业内贸易份额相 对较高；中国内地与菲律宾双边产业内贸易份额基本稳定，但水平偏低。图 1 显示了中国内 地与上述东亚贸易伙伴产业间贸易份额、水平型产业内贸易份额和垂直型产业内贸易份额的 情况。 中国内地-中国香港 中国内地-印度尼西亚 中国内地-日本 中国内地-韩国 中国内地-马来西亚 中国内地-菲律宾 中国内地-新加坡 中国内地-泰国 产业间贸易 水平产业内贸易 垂直产业内贸易 图 1 中国内地与东亚地区双边贸易指数 资料来源：作者依据 UN Comtrade 数据计算并绘制 二、影响因素分析 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1.10 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 0.00 0.10 0.20 0.30 0.40 0.50 0.60 0.70 0.80 0.90 1.00 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

(一)计量模型设定 基于双边贸易流量的引力模型揭示了双边贸易额与两经济体的经济总量正相关,与地理 距离负相关 T= A (2) 其中T为k与k经济体的双边贸易额:与分别为k与k'经济体的CDP;D为k 与k'经济体的地理距离;A、B1、B2、β3为待估参数。以贸易引力模型为基础,可将计 量模型扩展为 Tindex - index )n=Po+B. InAGDPan*BaInDGDPax*i, InAGDPPCat +B4InDGDPPCK +B. InDISTANCEKk +B FXK (3) 阝 LnAfDI+B3WTO+Et 被解释变量ln( Tindex(1- Tindex)为对数变形,其中 Tindex为贸易指数,包括按 照F-F分解法计算的中国内地与东亚地区双边In份额指数、HI份额指数和ⅥI份额 指数,以及按照CL公式计算的IIT指数 解释变量包括:1.市场规模变量,引入中国内地与贸易伙伴平均GDP和GDP的绝对差异 两个变量,分别用AGDP和DGDP表示;2.人均收入水平,引入中国内地与贸易伙伴平均人均 GDP和人均GDP差异两个变量,分别记为 AGDPPC和 DGDPPC;3.运输成本,采用中国内地与 贸易伙伴的地理距离 DISTANCE作为代理变量,衡量运输成本的高低;4.汇率因素,用以反 应国际竞争力的动态演化,采用以人民币为本币的间接标价法,并计算出汇率年度变化率 FX,FX能够体现出人民币对外币的升值或贬值程度:5.FDI,采用中国内地与贸易伙伴FDI 流入的平均值,记为AFDI,用以考察FDI对于国际贸易产生促进作用还是替代作用;6.WT0 虚拟变量,我国于2001年12月正式加入W0,因此为了考察入世因素对中国内地贸易的影 响,2002年及以后年份取值为1,2002年以前年份取值为0 解释变量中的AGDP、 AGDPPC、 DISTANCE和AFDI分别取对数形式;DGDP和 DGDPPC采用 Balassa和 Bauer(1987)的公式计算: Diff=1 wIn(w)+(l-w)In( In2 式中w=Va/Va+var),var分别为DGDP和 DGDPPC (二)数据描述 被解释变量为4个贸易指数的对数变形,由原始数据经计算获得。计算解释变量AGDP AGDPPC、DGDP和 DGDPPC所用的名义GDP和人口数据均来自于世界银行数据库;地理数据采 用 Geobytes网站的 City Distance Tool计算得出:汇率的原始数据取自CEIC数据库;FDI的原 始数据取自联合国贸易和发展会议网站。各变量的统计学描述如表2所示 表2变量的统计学描述 早期大量的实证研究文献直接对GL指数进行OLS回归,然而预测值可能超出GL指数区间[0,1,影响预 测效果,于是产生了对数变形,变形以后单调性保持不变,且能够解决预测区间限制的问题。由于依据样 本计算上述4个指数的历年数据均大于0且小于1,因此被解释变量可以采用贸易指数的对数变形 2a取值0.25

（一）计量模型设定 基于双边贸易流量的引力模型揭示了双边贸易额与两经济体的经济总量正相关，与地理 距离负相关： 1 2 ' ' 3 ' k k kk kk Y Y T A D β β β = (2) 其中Tkk ' 为 k 与k '经济体的双边贸易额；Yk 与Yk ' 分别为 k 与 k '经济体的 GDP；Dkk ' 为k 与 k '经济体的地理距离；A、 β1、 β 2 、 β 3 为待估参数。以贸易引力模型为基础，可将计 量模型扩展为： kk't 0 1 kk't 2 kk't 3 kk't 4 kk't 5 kk' 6 kk't 7 kk't 8 kk't kk't Tindex ln( ) =β +β lnAGDP +β lnDGDP +β lnAGDPPC 1-Tindex +β lnDGDPPC +β lnDISTANCE +β FX +β LnAFDI +β WTO +ε (3) 被解释变量 kk't ln(Tindex/(1-Tindex)) 为对数变形①，其中 Tindex 为贸易指数，包括按 照 F-F 分解法② 计算的中国内地与东亚地区双边 InIT 份额指数、HIIT 份额指数和 VIIT 份额 指数，以及按照 GL 公式计算的 IIT 指数。 解释变量包括：1.市场规模变量，引入中国内地与贸易伙伴平均 GDP 和 GDP 的绝对差异 两个变量，分别用 AGDP 和 DGDP 表示；2.人均收入水平，引入中国内地与贸易伙伴平均人均 GDP 和人均 GDP 差异两个变量，分别记为 AGDPPC 和 DGDPPC；3.运输成本，采用中国内地与 贸易伙伴的地理距离 DISTANCE 作为代理变量，衡量运输成本的高低；4.汇率因素，用以反 应国际竞争力的动态演化，采用以人民币为本币的间接标价法，并计算出汇率年度变化率 FX，FX 能够体现出人民币对外币的升值或贬值程度；5.FDI，采用中国内地与贸易伙伴 FDI 流入的平均值，记为 AFDI，用以考察 FDI 对于国际贸易产生促进作用还是替代作用；6.WTO 虚拟变量，我国于 2001 年 12 月正式加入 WTO，因此为了考察入世因素对中国内地贸易的影 响，2002 年及以后年份取值为 1,2002 年以前年份取值为 0。 解释变量中的 AGDP、AGDPPC、DISTANCE 和 AFDI 分别取对数形式；DGDP 和 DGDPPC 采用 Balassa 和 Bauwen(1987)的公式计算： kk' wln(w)+(1-w)ln(1-w) Diff =1+ ln2 (4) 式中 w =Var /(Var +Var ) k k k' ，Var 分别为 DGDP 和 DGDPPC。 （二）数据描述 被解释变量为 4 个贸易指数的对数变形，由原始数据经计算获得。计算解释变量 AGDP、 AGDPPC、DGDP 和 DGDPPC 所用的名义 GDP 和人口数据均来自于世界银行数据库；地理数据采 用 Geobytes 网站的 City Distance Tool 计算得出；汇率的原始数据取自 CEIC 数据库；FDI 的原 始数据取自联合国贸易和发展会议网站。各变量的统计学描述如表 2 所示： 表 2 变量的统计学描述 ①早期大量的实证研究文献直接对 GL 指数进行 OLS 回归，然而预测值可能超出 GL 指数区间[0,1]，影响预 测效果，于是产生了对数变形，变形以后单调性保持不变，且能够解决预测区间限制的问题。由于依据样 本计算上述 4 个指数的历年数据均大于 0 且小于 1，因此被解释变量可以采用贸易指数的对数变形。 ②α取值 0.25

本数量平均值最大值最小值中位数标准差 Ln(InIT/(l-InlT)) 160 3.47 42 Ln(HilT/(1-HiT)) 160-268-0.25-6.07-272 Ln(VIIT/(1-VIIT 1450.13 Ln(IrT/(l-l)) 160 145-0.16 1.20.73 n(AGDP) 160277295226.1927530.85 Ln(AGDPPC) 8.47 10.16 Ln(DIStANce) 8566.868.0 1600.480.81 0.52023 DGDPPC 0440.32 1600.02 2.45 -0.39 0 11913.749.9511910.77 (三)回归结果分析 基于设定的计量模型,运用 Statal2进行面板数据回归分析,以中国内地与上述8个贸 易伙伴的双边贸易作为截面成员,数据区间为19922011年,分别采用虚拟变量最小二乘法 (LSDV)和可行广义最小二乘法(FGLS进行估计。采用LSDV估计可以显示截面个体效应是 否显著;由于面板随机扰动项可能存在自相关,因此采用FGLS方法可以控制组内自相关, 同时采用LSDⅤ和FGLS方法回归可以使计量结果和相关结论更为稳健 表3中国内地与东亚地区双边产业内贸易影响因素实证分析 估计方法 FGLS LSDV FGLS FGLS FGLS 因变量 InIT InIT HIIT HIIT VIIT VIIT IIT 解释变量 3.64*1.96**471**-452**-2.58*-1*-2.42**-1.84· Ln(AGDP) 0.53)(0.74)(0.7)(1.24)(0.553(0.74)(047(0.59 337**-149*3.88*3.6*2.56**062**2.03*151* n(AGDPPC) 0.52)(0.79) (1.42)054)(074)(047(058 2.17*-1.61**3.89**4.01**1.19*0.65***1.68* DDP 0.600.76)(097)0.99)068)(0.82)059)(0.77) 442**29*6 5.97* 2.49*-1.15**2.38**-192 DGDPPC (108)(1.2)(1.59)(2.56)(1.12)(1.09)(0 (0.97) Ln(DISTANCE人>s095395143505-2118*496*24 (1.17)(86.12)(1.72)(18954)(121)(12306)(10 0.23 0.38 -0.150 FX (022)0.23)(0.32)(0.31)(0.23)(0.18) (0.22) Ln(AFD/ -0.97** 0.74**1241.29**0.76**0.62*073 0.71 (0.2)(0.32)033)0.32)(023)(0.33(02)(0.35) WTO (0.17)0.25)|(0.25)0.21)|(0.18) .27)|(0. (0.28) 0.8997.28*0.8222.18**-1.81*-11025*-0.55-49.72 N HKG 0.65)(4418)0.97)(9737)(068)(63.14)00.59)|(3841)

样本数量 平均值 最大值 最小值 中位数 标准差 Ln(InIT/(1-InIT)) 160 0.91 3.47 -0.42 0.75 0.85 Ln(HIIT/(1-HIIT)) 160 -2.68 -0.25 -6.07 -2.72 1.15 Ln(VIIT/(1-VIIT)) 160 -1.45 0.13 -3.67 -1.3 0.8 Ln(IIT/(1-IIT)) 160 -1.45 -0.16 -4.2 -1.2 0.73 Ln(AGDP) 160 27.7 29.52 26.19 27.53 0.85 Ln(AGDPPC) 160 8.47 10.16 6.3 8.56 1.13 Ln(DISTANCE) 160 7.94 8.56 6.86 8.02 0.53 DGDP 160 0.48 0.81 0 0.52 0.23 DGDPPC 160 0.4 0.92 0 0.44 0.32 FX 160 0.02 2.45 -0.39 0 0.23 Ln(AFDI) 160 11.9 13.74 9.95 11.91 0.77 （三）回归结果分析 基于设定的计量模型，运用 Stata12 进行面板数据回归分析，以中国内地与上述 8 个贸 易伙伴的双边贸易作为截面成员，数据区间为 1992-2011 年，分别采用虚拟变量最小二乘法 (LSDV)和可行广义最小二乘法(FGLS)进行估计。采用 LSDV 估计可以显示截面个体效应是 否显著；由于面板随机扰动项可能存在自相关，因此采用 FGLS 方法可以控制组内自相关， 同时采用 LSDV 和 FGLS 方法回归可以使计量结果和相关结论更为稳健。 表 3 中国内地与东亚地区双边产业内贸易影响因素实证分析 ① ② ③ ④ ⑤ ⑥ ⑦ ⑧ 估计方法 LSDV FGLS LSDV FGLS LSDV FGLS LSDV FGLS 因变量 InIT InIT HIIT HIIT VIIT VIIT IIT IIT 解释变量 Ln(AGDP) 3.64*** (0.53) 1.96*** (0.74) -4.71*** (0.77) -4.52*** (1.24) -2.58*** (0.55) -1*** (0.74) -2.42*** (0.47) -1.84*** (0.59) Ln(AGDPPC) -3.37*** (0.52) -1.49* (0.79) 3.88*** (0.77) 3.6** (1.42) 2.56*** (0.54) 0.62*** (0.74) 2.03*** (0.47) 1.51*** (0.58) DGDP -2.17*** (0.66) -1.61** (0.76) 3.89*** (0.97) 4.01*** (0.99) 1.19* (0.68) 0.65*** (0.82) 1.68*** (0.59) 1.2 (0.77) DGDPPC 4.42*** (1.08) 2.9** (1.22) -6.45*** (1.59) -5.97** (2.56) -2.49** (1.12) -1.15*** (1.09) -2.38** (0.97) -1.92** (0.97) Ln(DISTANCE) -7.59*** (1.17) 185.39** (86.12) 10.01*** (1.72) 51.43 (189.54) 5.05*** (1.21) -211.87* (123.06) 4.96*** (1.05) -92.24 (74.88) FX -0.32 (0.22) -0.23 (0.23) 0.6* (0.32) 0.38 (0.31) -0.15 (0.23) 0.06*** (0.18) 0.15 (0.2) 0.06 (0.22) Ln(AFDI) -0.97*** (0.22) -0.74** (0.32) 1.24*** (0.33) 1.29*** (0.32) 0.76*** (0.23) 0.62*** (0.33) 0.73*** (0.2) 0.71** (0.35) WTO -0.49*** (0.17) -0.28 (0.25) 0.53** (0.25) 0.46** (0.21) 0.42** (0.18) 0.19*** (0.27) 0.76*** (0.15) 0.35*** (0.28) MCN_HKG 0.89 (0.65) 97.28** (44.18) 0.82 (0.97) 22.18*** (97.37) -1.81*** (0.68) -110.25* (63.14) -0.55 (0.59) -49.72 (38.41)

54*-8491**2.68**21.78-2.15*96.08*-1.85**42.3 MCN IDN -4.14*事率 7.15*事 26. 3.04*率 41.09 MCN JPN 0.9)(39.)(1.39)(8602)(0.98)(55.85)(085)(34.01) 8.9422924*1316**64695.32*-262.36*6.06**11.3 MCN KOR (1.51)(06.82)(223)(2350)(1.57)(15261)(136)(92.87) 3.64*-5042*-445**-15.89-2.67*58:05*2.3**2477 MCN MYS 0.5(2383).81)(524)(0.57 -0.93*28.1*0.95* 32.09 0.63 -13.83 MCN PHL 0.33(12.72)049)(27.96)(0.34)(18.17)(0.3)(1106) 09**-5589*-6.66*-1891-525*642*-374**26.82 MCN SGP (1.13)(2645)(1.60(58)(1.17(3774)(1.01)(29 1534.57* 339.37 1730.78 C (697) (1536.18) (605.74) 截面观测值8608608160808608160808160 调整的R20.50 0.71 0.46 42 0.51 Wad统计量55152147391614238677993798913198364.58 显著性 注:因变量采用对数变形形式;InT、HT和ⅤIT三者之和等于1: MCN XXX为截面成员, XXX为国家(地区)代码:括号内的数值为标准差;*、**、**分别表示在10%、5%和1%的水平上显 著。 方程①③⑤⑦采用LSDV方法分别估计了解释变量对产业间贸易、水平产业内贸易、垂 直产业内贸易和GL指数的影响:方程②④⑥⑧采用FGLS方法分别估计了解释变量对于上述 因变量的影响。从回归结果来看,除了方程⑧截面个体效应不显著,其余方程个体效应均比 较显著,从而拒绝混合回归 从回归结果来看,除了距离变量外,采用LSDV和FGLS两种估计方法得到的回归系数不 论从符号上还是从显著性上差异不大。可以得出如下几点结论: 1.市场规模因素。中国内地与贸易伙伴平均GDP的大小对于双边贸易影响显著,然而对 于上述几种贸易指数的影响存在差异,其对于产业间贸易份额的影响为正,对于水平型和垂 直型产业内贸易份额的影响为负,对按照GL公式计算的IIT指数亦产生负的影响,说明中 国内地与贸易伙伴经济规模总量越大,双边产业间贸易所占份额越高,而产业内贸易所占份 额越低。中国内地与东亚贸易伙伴的市场规模差异越大,双边产业间贸易份额越低,而产业 内贸易份额越高 2.人均收入水平。中国内地与贸易伙伴平均人均GDP对于产业间贸易份额的影响显著为 负,而对于水平型和垂直型产业内贸易份额的影响显著为正,对于IIT产业内贸易指数的影 响也显著为正,说明伴随着人均收入水平的提高,产业间贸易份额相应下降,而产业内贸易 所占份额会相应提高;人均GDP差异对于产业间贸易份额影响显著为正,对于产业内贸易份 额影响显著为负,这符合理论预期,而且与大多数实证检验结果相符 3.地理距离因素。LSDV和FGLS两种方法对于距离因素的估计结果差别较大,且与预期 不符,究其原因,可能由于距离因素为非时变变量,估计时会受到个体固定效应的影响。 4.汇率因素。汇率因素对于贸易模式的影响较为模糊,只有方程③⑥显示汇率因素显著 促进产业内贸易的开展,然而不同估计方法得出的结论又存在差异。 5FDI因素。FDI流入对于产业间贸易的影响显著为负,而对于水平型产业内贸易和垂

MCN _IDN 2.54*** (0.4) -84.91** (39.4) -2.68*** (0.59) -21.78 (86.75) -2.15*** (0.42) 96.08* (56.29) -1.85*** (0.36) 42.3 (34.25) MCN _JPN -4.14*** (0.94) 82.54** (39.11) 7.15*** (1.39) 26.05 (86.02) 2** (0.98) -95.15* (55.85) 3.04*** (0.85) -41.09 (34.01) MCN _KOR -8.94*** (1.51) 229.24** (106.82) 13.16*** (2.23) 64.69 (235.09) 5.32*** (1.57) -262.36* (152.61) 6.06*** (1.36) -114.3 (92.87) MCN _MYS 3.64*** (0.55) -50.42*** (23.83) -4.45*** (0.81) -15.89 (52.4) -2.67*** (0.57) 58.05* (34.04) -2.3*** (0.49) 24.77 (20.72) MCN _PHL -0.93*** (0.33) 28.1* (12.72) 0.95* (0.49) 6.97 (27.96) 0.59* (0.34) -32.09* (18.17) 0.63** (0.3) -13.83 (11.06) MCN _SGP 6.09*** (1.13) -55.89** (26.45) -6.66*** (1.66) -18.91 (58) -5.25*** (1.17) 64.2* (37.74) -3.74*** (1.01) 26.82 (22.99) C -1534.57* *(697) -339.37 (1536.18) 1730.78* (996.26) 776.21 (605.74) 截面/观测值 8/160 8/160 8/160 8/160 8/160 8/160 8/160 8/160 调整的 R2 0.55 0.58 0.47 0.71 0.46 0.42 0.51 0.44 Wald 统计量 551.52 147.39 1614.23 86.77 999.13 79.89 1319.83 64.58 显著性 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 注： 因变量采用对数变形形式；InIT、HIIT 和 VIIT 三者之和等于 1；MCN_XXX 为截面成员， XXX 为国家（地区）代码；括号内的数值为标准差；∗、∗∗、∗∗∗分别表示在 10%、5%和 1%的水平上显 著。 方程①③⑤⑦采用 LSDV 方法分别估计了解释变量对产业间贸易、水平产业内贸易、垂 直产业内贸易和 GL 指数的影响；方程②④⑥⑧采用 FGLS 方法分别估计了解释变量对于上述 因变量的影响。从回归结果来看，除了方程⑧截面个体效应不显著，其余方程个体效应均比 较显著，从而拒绝混合回归。 从回归结果来看，除了距离变量外，采用 LSDV 和 FGLS 两种估计方法得到的回归系数不 论从符号上还是从显著性上差异不大。可以得出如下几点结论： 1.市场规模因素。中国内地与贸易伙伴平均 GDP 的大小对于双边贸易影响显著，然而对 于上述几种贸易指数的影响存在差异，其对于产业间贸易份额的影响为正，对于水平型和垂 直型产业内贸易份额的影响为负，对按照 GL 公式计算的 IIT 指数亦产生负的影响，说明中 国内地与贸易伙伴经济规模总量越大，双边产业间贸易所占份额越高，而产业内贸易所占份 额越低。中国内地与东亚贸易伙伴的市场规模差异越大，双边产业间贸易份额越低，而产业 内贸易份额越高。 2.人均收入水平。中国内地与贸易伙伴平均人均 GDP 对于产业间贸易份额的影响显著为 负，而对于水平型和垂直型产业内贸易份额的影响显著为正，对于 IIT 产业内贸易指数的影 响也显著为正，说明伴随着人均收入水平的提高，产业间贸易份额相应下降，而产业内贸易 所占份额会相应提高；人均 GDP 差异对于产业间贸易份额影响显著为正，对于产业内贸易份 额影响显著为负，这符合理论预期，而且与大多数实证检验结果相符。 3.地理距离因素。LSDV 和 FGLS 两种方法对于距离因素的估计结果差别较大，且与预期 不符，究其原因，可能由于距离因素为非时变变量，估计时会受到个体固定效应的影响。 4.汇率因素。汇率因素对于贸易模式的影响较为模糊，只有方程③⑥显示汇率因素显著 促进产业内贸易的开展，然而不同估计方法得出的结论又存在差异。 5.FDI 因素。FDI 流入对于产业间贸易的影响显著为负，而对于水平型产业内贸易和垂

直型产业内贸易的影响显著为正,说明FDI流入对于产业间贸易产生替代作用,对产业内贸 易产生促进作用。 6.入世因素。中国加入WT0,提升了产业内贸易的份额,产业间贸易份额相应下降 三、结论与建议 本文在现有文献的基础上,通过计算GL指数和FF份额指数,考察了中国内地与东亚 地区贸易伙伴之间产业内贸易的发展现状,发现中国内地与东亚地区贸易伙伴的贸易模式仍 然以产业间贸易为主,产业内贸易水平不高,且垂直型产业内贸易所占比重要明显高于水平 型产业内贸易比重;运用面板方法检验了产业内贸易的影响因素,发现市场规模大小、人均 收入水平及其差异、FDI以及入世因素均显著影响到中国内地的产业内贸易水平和整体贸易 格局。基于研究结果,提出如下对策建议 首先,从宏观层面来看。可以肯定,随着我国综合国力的增强和国际地位的提升,内地 在东亚地区经济一体化进程中发挥的作用也会越来越重要,与东亚地区的产业内贸易份额也 将不断提高。在美国战略重心重返亚太以及由其主导TPP谈判试图重塑新贸易规则体系的情 况下,亚太区域合作、经济秩序和贸易格局可能会因此而改变。作为经济、贸易和投资大国, 我国应充分认识、正确研判新规则可能给我国带来的压力和挑战,主动融入和接受新规则, 在新的框架下,认真加强区域合作研究,积极参与和推动亚太区域经济合作,争取更多话语 权,提高贸易竞争力和区域影响力。 其次,从中观层面来看。贸易结构是产业结构的表象和反映,产业结构是形成贸易产品 竞争优势的基础。产业间贸易占比较高以及垂直型产业内贸易份额明显高于水平型产业内贸 易份额,说明目前中国内地的产业结构仍以劳动和资本密集型产业为主,产业结构层次低 技术密集型产业缺乏,竞争优势弱,在东亚地区产业链分工中仍处于中低端。因此,改善贸 易结构必须从优化和升级产业结构开始,产业政策和贸易政策应同时并举,提高产业集中度, 规范市场秩序,培育有利于实现规模经济的市场结构,提高出口竞争力,提高产业内贸易份 最后,从微观层面来看。中国内地出口产品创新普遍不足,产品同质化和出口企业间无 序竞争现象较严重,因此应鼓励和提倡企业加快转变对外贸易增长方式,扩大自主品牌、自 主知识产权产品的出口,实施产品差异化战略,这也是提升产业内贸易份额的必然选择。同 时,引导内地企业重视高新技术在产品生产领域的运用,使企业从依赖低成本同质产品竞争 向依靠综合实力竞争转变,不断提高自主创新能力,促进转型升级,使企业生产从简单的组 装加工向研发设计、产品营销渠道和售后服务等高端环节延伸,提高产品附加值。此外,引 导内地企业准确定位,大型企业积极“走出去”,进行国际化经营,努力成为东亚地区垂直 专业化分工体系价值链的主导者,中小型企业应积极参与产业链分工,提高专业化生产水平。 参考文献: [1 Ando m. Fragmentation and vertical intra-industry trade in East AsiaJ. North American Journal of conomics and Finance, 2006, 17(3): 257-281 [2 Balassa B, L Bauwens. Intra-industry Specialisation in a Multi-country and Multi-industry Framework[J] Economic Journal, 1987, 97(388): 923-939 3] Fontagne L, M. Freudenberg, G Gaulier. A Systematic Decomposition of World Trade into Horizontal and Vertical IrTU]. Review of World Economics, 2006, 142(3): 459-475 4 Greenaway D, Hine R, Milner C Country-specific Factors and the Pattern of Horizontal and vertical Intra-industry Trade in the UkU]. Weltwirtschaftliches archiv, 1994, 130(1):77-100. 5] Sawyer W.C.,R. L. Sprinkle, K. Tochkov. Patterns and Determinants of Intra-industry Trade in Asia[J]

直型产业内贸易的影响显著为正，说明 FDI 流入对于产业间贸易产生替代作用，对产业内贸 易产生促进作用。 6.入世因素。中国加入 WTO，提升了产业内贸易的份额，产业间贸易份额相应下降。 三、结论与建议 本文在现有文献的基础上，通过计算 GL 指数和 F-F 份额指数，考察了中国内地与东亚 地区贸易伙伴之间产业内贸易的发展现状，发现中国内地与东亚地区贸易伙伴的贸易模式仍 然以产业间贸易为主，产业内贸易水平不高，且垂直型产业内贸易所占比重要明显高于水平 型产业内贸易比重；运用面板方法检验了产业内贸易的影响因素，发现市场规模大小、人均 收入水平及其差异、FDI 以及入世因素均显著影响到中国内地的产业内贸易水平和整体贸易 格局。基于研究结果，提出如下对策建议： 首先，从宏观层面来看。可以肯定，随着我国综合国力的增强和国际地位的提升，内地 在东亚地区经济一体化进程中发挥的作用也会越来越重要，与东亚地区的产业内贸易份额也 将不断提高。在美国战略重心重返亚太以及由其主导 TPP 谈判试图重塑新贸易规则体系的情 况下，亚太区域合作、经济秩序和贸易格局可能会因此而改变。作为经济、贸易和投资大国， 我国应充分认识、正确研判新规则可能给我国带来的压力和挑战，主动融入和接受新规则， 在新的框架下，认真加强区域合作研究，积极参与和推动亚太区域经济合作，争取更多话语 权，提高贸易竞争力和区域影响力。 其次，从中观层面来看。贸易结构是产业结构的表象和反映，产业结构是形成贸易产品 竞争优势的基础。产业间贸易占比较高以及垂直型产业内贸易份额明显高于水平型产业内贸 易份额，说明目前中国内地的产业结构仍以劳动和资本密集型产业为主，产业结构层次低， 技术密集型产业缺乏，竞争优势弱，在东亚地区产业链分工中仍处于中低端。因此，改善贸 易结构必须从优化和升级产业结构开始，产业政策和贸易政策应同时并举，提高产业集中度， 规范市场秩序，培育有利于实现规模经济的市场结构，提高出口竞争力，提高产业内贸易份 额。 最后，从微观层面来看。中国内地出口产品创新普遍不足，产品同质化和出口企业间无 序竞争现象较严重，因此应鼓励和提倡企业加快转变对外贸易增长方式，扩大自主品牌、自 主知识产权产品的出口，实施产品差异化战略，这也是提升产业内贸易份额的必然选择。同 时，引导内地企业重视高新技术在产品生产领域的运用，使企业从依赖低成本同质产品竞争 向依靠综合实力竞争转变，不断提高自主创新能力，促进转型升级，使企业生产从简单的组 装加工向研发设计、产品营销渠道和售后服务等高端环节延伸，提高产品附加值。此外，引 导内地企业准确定位，大型企业积极“走出去”，进行国际化经营，努力成为东亚地区垂直 专业化分工体系价值链的主导者，中小型企业应积极参与产业链分工，提高专业化生产水平。 参考文献： [1] Ando M. Fragmentation and vertical intra-industry trade in East Asia[J]. North American Journal of Economics and Finance, 2006, 17(3): 257-281. [2] Balassa B., L Bauwens. Intra-industry Specialisation in a Multi-country and Multi-industry Framework[J]. Economic Journal, 1987, 97(388): 923-939. [3] Fontagné L., M. Freudenberg, G. Gaulier. A Systematic Decomposition of World Trade into Horizontal and Vertical IIT[J]. Review of World Economics, 2006, 142(3): 459-475. [4] Greenaway D, Hine R, Milner C. Country-specific Factors and the Pattern of Horizontal and Vertical Intra-industry Trade in the UK[J]. Weltwirtschaftliches archiv, 1994, 130(1): 77-100. [5] Sawyer W. C., R. L. Sprinkle, K. Tochkov. Patterns and Determinants of Intra-industry Trade in Asia[J]

Journal of Asian Economics, 2010, 21(5): 485-493. [6][韩赵恩娇.全球生产网络下中韩产业内贸易发展研究亚太经济,2013(2):57-62 7]梁明,李光辉.东北亚区域经济合作影响因素的实证研究[国际经济合作,2009,(10)32-36 [8]郑昭阳,周昕.东亚产业内贸易发展状况及原因分析亚太经济,20074):18-22 Status and Influencing Factors of Intra-industry Trade between China and East-Asian Partners ZoU Zong-sen YUAN Lei BO Xiao-dong Abstract: As the biggest economy in East Asia, China has developed close relationship with the east Asian business partners. Inter-industry Trade of Mainland China is still the main type compared with Intra-industry Trade, of which Vertical Intra-industry Trade covers more proportion. An empirical panel data study based on Gravitation Model of Trade shows that market size, income per capita, foreign exchange rate and FDi are important determinants of trade types. Enhancing regional ooperation, promoting industrial structure upgrading, encouraging enterprises to participate in the international division of labor and improve innovation ability, help to improve the level of Iit in Mainland China Key words: East Asia Integration; IIT; Gravity Model of Trade; Type f trade

Journal of Asian Economics , 2010, 21(5):485-493. [6] [韩]赵恩娇. 全球生产网络下中韩产业内贸易发展研究[J]. 亚太经济, 2013(2): 57-62. [7] 梁明, 李光辉. 东北亚区域经济合作影响因素的实证研究[J]. 国际经济合作, 2009, (10): 32-36. [8] 郑昭阳, 周昕. 东亚产业内贸易发展状况及原因分析[J]. 亚太经济, 2007(4):18-22. Status and Influencing Factors of Intra-industry Trade between China and East-Asian Partners ZOU Zong-sen YUAN Lei BO Xiao-dong Abstract: As the biggest economy in East Asia, China has developed close relationship with the East Asian business partners. Inter-industry Trade of Mainland China is still the main type compared with Intra-industry Trade, of which Vertical Intra-industry Trade covers more proportion. An empirical panel data study based on Gravitation Model of Trade shows that market size, income per capita, foreign exchange rate, and FDI are important determinants of trade types. Enhancing regional cooperation, promoting industrial structure upgrading, encouraging enterprises to participate in the international division of labor and improve innovation ability, help to improve the level of IIT in Mainland China. Key words: East Asia Integration; IIT; Gravity Model of Trade; Type of Trade