本文摘要：这篇贸易论文投稿发表了加工贸易穿行升级的影响因素理论分析，论文分析了加工贸易升级的影响因素，加工贸易穿行升级的影响因素理论分析，在理论上分析采用主成分的方法，对影响江苏加工贸易出口升级的因素进行实证分析。
这篇贸易论文投稿发表了加工贸易穿行升级的影响因素理论分析，论文分析了加工贸易升级的影响因素，加工贸易穿行升级的影响因素理论分析，在理论上分析采用主成分的方法，对影响江苏加工贸易出口升级的因素进行实证分析。
关键词：贸易论文投稿,加工贸易增值率,转型升级,主成分分析
一、引言
加工贸易指的是价值体现在加工环节的贸易。是一地区，利用本地区的优势资源对原材料或半成品进行加工、装配，再出口的区别于一般贸易的贸易方式。自上世纪80年代以来，江苏便成为主要加工贸易基地。2016年江苏的外贸与总额中，加工贸易的占比达43.5%。加工贸易为江苏省带来了大量的外汇收入和税收收入。然而，随着近年来我国经济发展进入中低速增长的新常态，加工贸易从规模总量到内部结构都出现显著变化：加工贸易占对外贸易总额下降，作为加工贸易实施主体的外商直接投资减少。基于这些变化，加工贸易产业升级已经无可避免。
二、加工贸易升级影响因素理论分析
加工贸易与一般贸易相比，有"两头在外"，增值率不高的特点。所谓"加工贸易增值率"指的是，加工贸易企业利润增加值与加工贸易企业投入的比。学术界普遍认为，加工贸易转型升级的首要目标是提高加工贸易增值率。故本文将加工贸易增值率作为因变量y，也就是本文的研究对象，对可能影响江苏省加工贸易增值率的各种因素进行理论研究和实证分析。本文所采用的数据来源为江苏省统计年鉴相应年份的统计数据，以2005-2015年相应数据作为样本进行分析。从宏观角度来说，江苏省加工贸易增值率应该是江苏省内所有加工贸易企业总的增加值，与省内所有加工贸易企业投入之比。
随着国际分工不断发展，一国或一地区参加国际分工程度越高，加工贸易获得的机会就越多，加工贸易就越能得到提升。本文借鉴(张庆霖，陈万灵，2010;张超磊，金丘明，2013)用本地区进出口总额与本地区生产总值之比来量化该地区对外贸易开放程度。X5：工业化水平。加工贸易发展需要相应水平的工业化为基础。一地区工业越发达，加工贸易企业规模化盈利能力就越高。本文参考已有的研究(赵征，2014;刘钻石、张娟2010;杜晓英，2014)用第二产业与GDP比值来量化该地区工业化水平。用STR表示：STR=SIt/GDPtSI表示第二产业值，t表示年份。X6：汇率。汇率的变化直接影响贸易进出口额，当然也影响加工贸易增值率。将汇率变动作为第六个变量，用EXC表示。公式为：EXC=(ERt-ERt-1)/ERt-1ERt表示t年平均汇率,ERt-1表示前一年平均汇率。为了稳健，本文采用人民币对美元名义汇率作为其变量代表进行考察。
三、加工贸易升级影响因素实证分析
本文采用主成分回归分析方法，用主成分分析法提取出主成分，再建立回归模型，从而得出对因变量加工贸易增值率有影响的因素的关系。对于这六个自变量，我们已经通过之前的理论分析阐明了其意义。但是仅仅通过对这六个自变量进行单一分析，很容易得出一个综合的一致性很好的结论，无疑会造成对加工贸易增值率的片面认识。
为了全面客观地分析问题，我们要剔除自变量之间的相互关系，运用SPSSv21.0软件，通过降维的思想，把多个变量转换成较少的几个相互不相关的新变量，而这些新变量又与原变量相关。通过新变量代替原变量，从而使进一步研究变得可行。(一)相关分析变量X1~X6之间有相关性，其中X2、X4、X5还有显著相关性。(二)主成分分析根据表2，前两个主成分的方差贡献率已经达到了86.56%，再通过图1碎石图也能看出有两个特征值大于1的主成分，所以应提取两个主成分。设为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)将方程(1.2)、(1.3)代入(1.1)中，得到加工贸易增值系数和各个原始变量的回归方程：y=0.971+12.561X1-0.153X2+1.108X3-0.206X4-1.078X5-0.517X6。
四、结论
从回归方程可以看出，X1研发投入强度对加工贸易增值率有显著提高作用。表明研发创新是可以提高江苏省加工贸易增值率，推动省内加工贸易转型升级。从企业角度来说，首先要重视汇聚海内外高层次、高技能人才创新创业。采取柔性引进、项目引进、专项资助引进等方式，大力引进国外人才和智力，构建引智成果发现推广体系。其次应增加研发投入，加大科研力度，注重创新。
创新不仅仅指科技创新，而是利用各种优势资源，多方面的创新。比如，有条件的企业可以通过积极引进高技术人才，加大科技创新投入，进行品牌创新，科技创新。而相对条件薄弱的中小企业，由于研发资金有限，可以通过对产品包装创新，以及构建消费者对产品偏好的细微差别，丰富产品种类。从政府角度来说，要根据特定时期经济发展需要，加快培育新的出口主导产业，加大技术密集和服务密集产品出口力度，推动整体产业升级。强化科技同经济对接、创新成果同产业对接、创新项目同现实生产力对接、研发人员创新劳动同其利益收入对接，加快构建科学规范、富有效率、充满活力的创新创业生态。除了扶持大型企业，也要在政策和资金方面给予中小加工贸易企业一定扶持和优惠。
政府应该努力打造国有企业、民营企业、外资企业共同发展平台。引导国有大型企业引领中小民营企业共同发展的方式，鼓励国有企业将下游加工生产环节转移外包给加工贸易企业，推动加工贸易企业转型升级。X2外商直接投资增长率的作用并不明显，且符号为负，表明外商直接投资在长期对省内加工贸易增值率有负面影响。这可能由于江苏省在引进外资过程对产业结构地区差异缺乏，外资与本地企业之间产业配套不明显，技术溢出效应有限。对策上，做到对外资甄别引进，优化外资的结构和质量。要注意有选择地引进能够促进产业链延伸的外资企业在省内设厂。鼓励外资企业将研发总部设在省内。X3劳动力成本对加工贸易增值起有限的积极作用。考虑有两个主要可能性，一是由于江苏上海地理位置靠近，由于上海配套设施相对更加完善，可能出现“生产/贸易转移”现象。
原属于江苏的生产出口能力可能转移集中至上海，导致江苏省统计结果不符合预期。二是可能由于因为加工贸易对劳动力成本具有较大的价格弹性，导致随着江苏劳动力成本的上升，加工贸易出现向内地梯度转移的迹象，加工贸易量显著下降，也造成劳动力成本对加工贸易增值率提高作用有限。X4贸易开放程度的作用并不明显，且系数为负，与预期差距较大。
可能是由于本文贸易开放程度的衡量是利用本地区商品进出口总额与该地区生产总值之比来计算。而随着当今贸易形势的不断变化，实体贸易逐渐减少，服务贸易逐渐变多。而由于数据采集的局限性，我们在这里只能用到商品进出口总额，造成统计结果与预期差距较大。X5工业化水平对加工贸易增值率没有积极作用。虽然江苏省内工业体系较为完善，制造能力较强，但主要从事的是劳动密集型产业的生产、加工、制造。因此不能推动江苏省加工贸易的转型升级。要促进制造业升级，对苏北和苏中地区培养和引进相关人才，发展与苏南地区的产业连接，逐步形成产业集群，促进省内产业结构调整，从而对加工贸易的整体升级起到积极作用。
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作者：郭诣遂 刘红 滕静涛
《贸易金融服务与加工贸易发展研究》
摘要：从定性判断的角度看，贸易金融服务业与加工贸易的发展是相互促进并互为因果的。但由于各地的发展差异，二者的关系可能有些差异。本文根据数据的可行性和指标的合理性原则选取了相应的指标，并利用时间序列数据，采取Granger因果检验的方法对重庆市贸易金融服务业与加工贸易发展的因果关系进行了实证分析，结论表明重庆市贸易金融服务是重庆市加工贸易总额的格兰杰原因，而后者缺不是前者的格兰杰原因，二者暂时不存在着反馈性的因果关系。
关键词：Granger因果检验;贸易金融服务;加工贸易
一、问题的提出
在此背景下，重庆市积极利用资源、市场和要素成本优势，积极承接国内外产业转移并推动加工贸易的升级，同时为新型加工贸易的发展积极创新贸易金融服务，推动国际结算型国际金融中心的建设。但是，重庆市贸易金融服务与加工贸易的相关性如何，还需要进行相应的定量分析，这也成为本文的主要研究内容。这方面的实证研究有利于制定合适的协同发展战略。
二、实证研究
(一)定量分析方法的选择
为了判断一个变量的变化是另一个变量变化的原因，计量经济学中常用Granger因果检验的方法。在这里我们通过对重庆市贸易金融服务与加工贸易的相关数据作Granger检验来判断贸易金融和加工贸易发展之间的关系。Granger因果检验的一般定义为:若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于变量X有助于变量Y预测精度的改善，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。
(二)指标选取与数据来源
本文选用的贸易金融指标包括1996～2014年度的重庆市金融机构本外币存款年末余额(设为X1，单位亿元)，本外币贷款年末余额(设为X2，单位亿元)，年度保费(设为X3，单位亿元，年度金融业从业人数(X4，单位万人)，相关数据见表1。加工贸易指标则为1996～2014年度的进出口加工贸易总额(设为Y，根据当年美元兑人民币汇率将计量单位万美元折算为亿元人民币)。根据散点图分析，取LNY的值分别与X1，X2，X3，X4进行相关性分析效果更好。
(三)单位根检验(ADF平稳性检验)
首先对金融机构本外币存款年末余额X1，金融机构本外币贷款年末余额X2，保费收入X3，金融业从业人数X4，折算后的进出口加工贸易总额代表值LNY各指标进行单位根检验，以判断其平稳性。运用ADF单位根检验法得出的检验结果见表2。结果表明：序列X1，X2，X3，X4，LNY的ADF统计量大于5%显著性水平下的临界值,接受原假设,即X1，X2，X3，X4，LNY的原始序列含有单位根,为非平稳序列。一阶差分序列也为非平稳序列。而X1，X2，X3，X4，LNY的二阶差分序列的ADF统计量均小于5%显著性水平下的临界值，说明X1，X2，X3，X4，LNY的原始数列是二阶单整序列,满足协整检验的前提.
(四)协整检验(EG检验)
运用EG两步法对X1和LNY进行协整关系检验。第一步,以X1为自变量,对X1和LNY进行最小二乘回归,求得回归系数α=0.000246,β=1.906781,得到回归方程为LNY1=0.00024585238877*X1+1.90678050679，对回归方程估计残差序列e1做单位根检验，ADF检验结果表明，残差序列的ADF检验统计量为-3.597650,小于显著性水平5%、10%时的临界值,因此可认为估计残差序列e1为平稳序列，表明金融机构本外币存款年末余额X1与进出口加工贸易总额代表值LNY之间存在协整关系。以同样的EG两步法估算，X2和LNY、X3和LNY之间也存在协整关系。而X4和LNY之间不存在协整关系。
(五)格兰杰因果检验(Granger检验)
在检验过程中，针对贸易金融服务和加工贸易之间的时滞，取滞后期为2。X1，X2，X3，X4分别与LNY的因果关系如表3。结合F检验和P值,从表3可以看出,当滞后期数为2期时，X1对LNY影响最为显著,其次X2，X3，X4对LNY影响比较显著，表明金融机构本外币存款年末余额X1，金融机构本外币贷款年末余额X2，保费收入X3，金融业从业人数X4都是进出口加工贸易总额代表值LNY的格兰杰原因,但是反过来进出口加工贸易总额代表值LNY分别都不是X1，X2，X3，X4的格兰杰原因。
三、结论与对策分析
通过上述格兰杰因果检验模型的检验,得出重庆市贸易金融服务是重庆市加工贸易总额的格兰杰原因,即重庆市贸易金融服务业的发展会带动加工贸易的发展，其中金融从业人数对重庆市加工贸易的影响相对较小;而加工贸易的发展不是贸易金融服务的格兰杰原因,即重庆市加工贸易的发展对贸易金融服务业的发展影响有限。因此，重庆市应该坚持推进西部内陆结算型金融中心的建设，加大贸易金融产品的创新，重视贸易金融人才的培养与引进，同时为贸易金融业的发展提供有利的政策环境。同时，鼓励重庆市内各种所有制的加工贸易企业积极使用灵活的组合式贸易金融结算和贸易融资方式，盘活资金并合理规避风险，进而支持重庆市贸易金融业的发展。
参考文献：
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作者：郑先勇 胡纯 单位：重庆交通大学
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