毕业论文（设计）产业内贸易变迁与贸易自由化调整成本——基于中国制造业的实证分析.doc

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1、研究领域：国际经济学产业内贸易变迁与贸易自由化调整成本基于中国制造业的实证分析Intra-industry Trade Transition and Adjustment Cost of Trade Liberalization The Positive Analysis of Chinas Manufactures李坤望 施炳展南开大学国际经济贸易系，天津，300071摘要：本文基于SAH框架，通过非参数检验方法（核密度估计，KS检验，Daniels趋势检验），来评估中国1987年2004年制造业贸易自由化调整成本。结论认为，中国制造业贸易变化绝大多数为产业间贸易，但产业内贸易有增加的趋势；

2、劳动密集型制造业，低技术和高技术资本密集型制造业贸易变化多为稳定的产业间贸易；中技术的资本密集型制造业贸易变化产业间贸易与产业内贸易共存，产业内贸易有增加趋势。因此，中国制造业贸易自由化调整成本总体偏高；但由于中技术资本密集型制造业的贡献调整成本呈现出减少的趋势。关键字：调整成本, 制造业, 产业内贸易，S指标Abstract:Based on the SAH framework, this paper trys to evaluate the the adjustment cost of Chinas trade liberalization from 1987 to 2004 by the

3、 non-parametric method( kernel density estimation ,KS test, Daniels trend test ).We find that ,the change of Chinas manufactures trade is mainly inter-industry trade , with an increasing trend of intra-industry trade;the labour-intensive manufactures ,the low-technology and high technology capital i

4、ntensive manufactures trade change is consisitent inter-industry trade ;for the medium-technology capital intensive manufactures trade change ,inter-industry and intra-industry trade coexsit, with a increasing trend of intra-industry trade.Therefore ,the adjustment cost of Chinas trade liberializati

5、on is relatively high,however,there is a decreasing trend , which is due to the medium-technology capital intensive manufactures. Keywords : Adjustment cost，Manufacures，Intra-industry trade，S index 产业内贸易变迁与贸易自由化调整成本基于中国制造业的实证分析摘要：本文基于SAH框架，通过非参数检验方法（核密度估计，KS检验，Daniels趋势检验），来评估中国1987年2004年制造业贸易自由化调整成

6、本。结论认为，中国制造业贸易变化绝大多数为产业间贸易，但产业内贸易有增加的趋势；劳动密集型制造业，低技术和高技术资本密集型制造业贸易变化多为稳定的产业间贸易；中技术的资本密集型制造业贸易变化产业间贸易与产业内贸易共存，产业内贸易有增加趋势。因此，中国制造业贸易自由化调整成本总体偏高；但由于中技术资本密集型制造业的贡献调整成本呈现出减少的趋势。关键字：调整成本, 制造业, 产业内贸易，S指标,一 导言产业内贸易的大量出现基本是第二次世界结束以后的事，随着国际贸易的发展，产业内贸易逐渐取代传统的产业间贸易，成为国际贸易中新的贸易型态。经济学家对产业内的贸易的关注则始于上世纪60年代，最早的研究大都

7、停留在经验分析层面，如Grubel与Lloyd等经济学家在产业内贸易的衡量方面作出过重要贡献，后来到70年代末80年代初，这方面的研究才上升至理论层面，产生了所谓的“新贸易理论”。“新贸易理论”业已成为一个成熟的经济理论，与比较优势理论一道成为国际贸易理论中的两大支柱。经历了多年的沉寂之后，近年来，产业内贸易又成为一个热点研究领域。这一方面是因为产业内贸易发展越来越广泛，现在产业内贸易已经不仅仅局限于发达国家，发展中国家的产业内贸易也越来越重要，相应的研究也拓宽了范围，例如，一些学者又将产业内贸易进一步区分为水平型产业内贸易（horizontal intra-industry trade）和垂

8、直型产业内贸易（vertical intra-industry trade），讨论发展中国家的产业内贸易究竟是以水平型产业内贸易为主，还是以垂直型产业内贸易为主；另一方面，随着全球范围内的贸易自由化的深化，人们关注产业内贸易是因为不同贸易型态对贸易自由化的含义有很大区别，一般而言，如果一国以产业内贸易为主，那意味着贸易自由化的代价将相对较小，因为在这种情形下，贸易自由化所引起的资源再配置主要发生再技术条件及投入要素品质相近的同一行业内的厂商之间，而不是不同产业之间。实际上，将贸易型态与贸易调整成本（adjustment costs）联系在一起早在70年代初就以及由Balassa（1966）提出

9、，只不过近年来才真正得到人们的关注。本文借鉴国外一些学者对产业内贸易与贸易自由化之间关系的研究方法，以中国为例，从产业内贸易的变化来探讨中国贸易自由化的成本问题。选择中国，一方面是现有的研究主要以发达国家为研究对象，尚未涉及中国；另一方面，1990年代以来，中国贸易自由化的进程不断加快，特别是加入WTO以后，中国在贸易自由化方面已走在发展中国家的前面，成为推动“多哈回合”多边贸易谈判的重要力量之一，由此带来的贸易自由化的代价值得我们研究，而国内对这一问题的研究大都停留在定性分析层面上，缺乏精确的评估分析。本文引入几种主要的衡量产业内贸易变化的边际产业内指标，经过筛选，应用于中国的实际情形，得出

10、中国产业内贸易变化的趋势特征，从中判断贸易自由化的调整成本显著程度。文章结构安排如下：第二部分介绍Balassa的“平滑调整假说”（smooth adjustment hypothesis，简称SAH）及边际产业内贸易指标；第三部分，介绍研究对象，数据和方法，第四部分利用非参数方法（核密度估计图，KS检验，Daniels 趋势检验），对中国制造业产业内贸易变化趋势与特点进行分析；第五部分，利用中国制造业数据，验证SAH假说在中国的适用性；第六部分为本文的主要结论。二、平滑调整假说与边际产业内贸易指标(一) 平滑调整假说Greenaway（1986）把结构调整定义为由于部门生产的扩大或缩小引起的

11、生产要素在该部门的进入或退出。在贸易自由化以后，进出口的变动会导致部门生产的变动，从而引起该部门的结构调整。然而标准的贸易理论中并没有所谓的贸易调整成本之说，因为各种贸易理论基本都假设国内要素市场是完全流动的（特定要素模型是一例外），所以贸易或贸易自由化所引起的资源再配置不会有任何代价，可瞬时实现，所以自由贸易可提高参与贸易的国家的社会福利，而无任何负面影响（不讨论随收入分配格局的影响）。但现实与理论假设往往有很大出入，由于种种扭曲的存在，要素市场很难真正实现充分流动，在此情况下，资源的再配置往往不能达到帕累托最优，新的扭曲会产生。这里，我们借助特定要素模型来讨论调整成本产生的原因以及其表现形

12、式。假设劳动力市场不完善，扭曲有两类：（1）劳动力是特定要素，即不能流动；（2）工资刚性。假设一小国生产X、Y两种产品，其中X是出口品，Y是进口品；每种产品分别需要劳动力（L）和资本（K）两种投入，其中资本（K）是特定要素。该国实现贸易自由化以后，Y产品的进口关税取消，其价格下降，而X产品价格不变，因此其相对价格P下降，这使得劳动从Y部门向X转移，最终达到新的均衡。如图1所示。【图1插入此处】其中Lx，Ly分别为X、Y部门的边际价值产品曲线，均衡点为a点，X、Y部门的劳动力分别为eOx与eOy，工资为W1。现在由于Y的相对价格下降，Ly向下移动至Ly，达到最终均衡点b点，X、Y部门的劳动力分别

13、为fOx与fOy，工资为W2。现在考虑两种劳动力市场扭曲情况：第一，短期内工资刚性，但劳动力在部门间可以自由流动。在这种情况下，由于工资具有向下的刚性维持在W1不变，X部门的就业人数不变，Y部门工人数却由eOy减少至gOy，则此时存在eg的失业，即调整成本为eg的失业。第二，工资可变，但是劳动力具有特定性，其流动受到地域以及流动成本（培训成本）的限制，因此在短期内劳动力市场是分割的。在这种情况下，劳动力市场仍然是充分就业的，但是X、Y部门之间存在工资差异（W1W3）。从特定要素模型中，我们可以得出引起调整成本的两个原因是要素价格刚性和要素特定性，其各自的表现形式分别为失业和部门间的工资差异。在

14、现实中，这两种情况通常会同时出现。上述分析是在产业间进行的，如果把X、Y看作是同一产业内不同的厂商，那么我们就可以把这种分析限定在产业内。特定要素模型分析表明，与劳动力市场有关的贸易的调整成本有两个来源：（1）特定要；（2）工资刚性。在这两种情形下，自由贸易或贸易自由化所带来的所谓“代价”具体表现为失业或收入差距扩大，其中后者不仅仅是经济问题，也可引发社会问题。从以上分析不难发现，衡量贸易自由化的调整成本可直接通过观测失业或收入差距的变化来确定，但造成这两种结果的因素有很多，很难将贸易自由化的影响效果区分开来。还有没有其他更容易的方法来衡量贸易自由化的调整成本？历史上Balassa第一次提出了

15、平滑调整的概念：调整成本的大小与贸易结构，即产业内贸易程度的高低有密切的关系，在新增的贸易中，产业内贸易水平越高，要素的调整成本越低。“平滑调整假说”的出现使得调整成本的测量成为可能。根据平滑调整假说，产业内贸易变动引起的调整成本更低，因此调整成本可以用产业内贸易水平间接衡量，即产业内贸易水平越高，由于贸易结构变动引起的调整成本越低。（二）度量指标的选择 在实证中，学者一般选取合适的指标,基于SAH的框架，对一国各个产业或者一国 与主要贸易伙伴的贸易自由化成本进行分析，比如 Brulhart and Elliott(2000),Abdul K.M(2003), Chan-Hyun Sohn a

16、nd Hyun-Hoon Lee(2004)，Guzin Erlat and Haluk Erlat(2003)等。在市政研究中中一个突出的问题就是如何选取贸易量指标，总结起来，应该符合以下标准：1 该指标能很好的衡量贸易量的变化。我们从上面的分析可以看出，暂时失业和工资差异是两个均衡状态转化过程中的问题，实际上比较静态的过程，从变量的特性角度来看，是一阶差分变量，而不是水平变量。因此指标的构建应该以贸易量的变化为基础。2 如果是产业间贸易，该指标不仅要反映产业间贸易是出口扩大型（也就是出口远大于进口）还是进口扩大型（也就是进口远大于出口），而且还要能反映产业间贸易的大小程度。3 如果是产业内

17、贸易，该指标不仅要反映是出口大于进口的产业内贸易还是进口大于出口的产业内贸易，而且还能反映产业内贸易大小的程度。 根据上面的3条标准，我们对下面的指标进行简单分析：GL指数： (1)A指数： (2)B指数： (3)S指数： (4)S加权指数： (5) (1)式为Gruble 和Lloyd(1975)提出的GL指数，用来衡量贸易形态，显然它依据贸易水平变量，而不是贸易的差分变量，虽然它能很好的刻画某一年的产业内贸易情况，但它的增加不一定意味着贸易量的变化为产业内贸易，因为贸易量变化为产业间贸易的时候也可以引起GL指数的增加，因此不能很好的反映贸易变化的形态，Hamilton和Kniest(199

18、1)给出了详细的分析。（2）式为Brulhaut(1994)提出的A指数，这一指数在实证中得到了极为广泛的运用。它保持了GL指数的基本形式，但是它建立在贸易变化量的基础上，能很好的刻画贸易量的变化形态；A指数的范围在0，1之间，均大于0，无法反映贸易方向；并且当异号的时候，A指数均为0，略去了很多信息。（3）式为Brulhaut(1994)提出的B指数，克服了A指数无法判断贸易方向的缺点，取值范围在-1和1之间，能很好的描述贸易方向；但是异号的时候，B指数为1或-1，因此也略去了很多信息。(4）式为Abdul K.M(2003)提出的S指数,如下所述，它克服了上面各指数的缺陷，符合要求。首先S

19、指数由于可以取得正或负值，因此刻画了贸易方向，当时，出口的增加（减少）大于进口的增加（减少），可以视为出口扩张型部门，反之，时，为进口扩张型部门；同时当时候，为完全产业内贸易； 异号，为完全产业间贸易，其值越大，产业间贸易程度越强；当时候，同号，其值越小，产业内贸易程度越高。考虑到实证方法，结合上面的分析，我们按照S指标的不同，将商品贸易量变化划分为四个状态，时，商品处于进口扩张型产业间贸易状态；时，商品处于进口扩张型产业内贸易状态；时，商品处于出口扩张型产业内贸易状态；时，商品处于出口扩张型状态。因此S指数即可反映贸易方向，又可以衡量程度大小，因此本文按照Abdul K.M（2003）做法，

20、采用S指标来刻画贸易量的变化。（5）式为（4）式的加权形式。三 研究对象，数据和方法介绍（一）研究对象的确定 1 为了问题的简化我们只考察中国制造业贸易的S指数，而这种简化并不影响结论的普遍性，因为制造业商品种类齐全，同时制造业贸易占中国总贸易量的90%左右，如表1列出了中国制造业贸易1994-2004年占总贸易量的份额，平均看来，1994-2004年间制造业出口占总出口的82.2%，占总进口的88.9%。【表1插入此处】2 为了获得规律，我们将要素含量分类标准和技术分类标准结合，选取了劳动密集型，资本密集型制造业，其中资本密集型大多数属于低技术，中技术和高技术三类，分别研究。 要素含量分类标

21、准见UN Commidity Code Book 1995 version;技术含量分类标准见Sanjaya Lall(2000)3我们选取了服装业，钢铁业，一般机械，办公设备，电器机械五个典型行业进行分析，首先这些行业的贸易量较大，如表2列出了5个行业1994-2004进出口占制造业总进出口比重，平均看来，出口占总出口的34.1%，进口占30.1%，并且包括了出口比重最大的服装业，进口比重最大的电气业，具有较强的代表性；同时这些行业涵盖了所有商品类型，包括劳动密集型的服装业，低技术的钢铁业，中技术的一般机械，高技术的办公设备和中高技术的电器机械行业，具有典型性。【表2插入此处】（二）研究数据

22、的简单说明 第五部分的数据单独在第五部分说明1 所有数据均来自联合国国统计署贸易数据库（UN COMTRADE DATABASE）2 在研究制造业整体和分类制造业的时候，我们采用国际贸易标准分类（SITC）修订版第二版（Rev.2）四分位数据；考虑到问题前后的可比性，我们选取在19872004年间均有进出口数据的四分位制造业商品，计451种商品，其中农业密集型18种，劳动密集型110种，资本密集型277，资源密集型39种 四分位商品中8991，8993，8994，8996，8997，8998，8999为制造品杂类故略去。资本密集型商品中高技术56种，中技术130种，低技术48种，资源依赖型43

23、种。3在研究典型行业的时候，我们采用SITC2四分位数据，各行业商品数目为：67类钢铁业21种，72一般机械28种， 75办公设备9种，77类电器24种，84类服装业28种。（三）研究方法介绍 本文在技术上采用非参数技术，包括适用于单变量发展趋势检验的Daniels 检验,适用于多变量（尤其是存在大量样本的数据集，如本文的数据）发展趋势分析的核密度估计图，以及对多变量双变量密度估计显著性检验的KS检验，下面我们对这三种方法作一简单介绍1 Daniels 趋势检验 为了分析变量是否有增加或减少的趋势，传统的做法一般是用变量序列对时间进行回归，通过OLS估计，看回归系数的符号和显著性，但是这一做法

24、依赖于OLS估计的严格前提条件，但这些条件对于一些数据并不成立，尤其是样本量较小的时候，因此本文拟用Daniels趋势检验。Williams E.James(2004)提供了关于Daniels趋势检验的基本原理和文献线索，其基本原理是根据式（6）计算变量序列与时间的Spearman相关系数，如果系数为正，随着时间的增加，对应变量的顺序越来越靠前，说明来变量序列的增长趋势，反之有减少的趋势，当然相关系数要具有统计上的显著性。 （6） 本文在分析行业S指标的时候，发现S呈现波动性，因此我们需要用Daniels检验看发展趋势如何，如表4的结果，下数第二行是Daniels检验的Spearman系数值，

25、最后一行是该系数的显著性，如果该值P-value,小于1%，则认为系数值在1%水平上显著，则接受时间序列具有趋势的结论，依此类推。2 核密度估计图 核密度估计图在增长收敛研究领域有广泛的应用，主要用于分析收入的动态演进过程 关于联合核密度的分析可以参见Quah关于收敛的相关研究，如Quah(1996a)等。，它可以弥补Daniels检验的不足，因为Daniels检验一般用于单变量的检验，而在本文中如果对整体制造业作出评价，就需要计算加权平均值，而这会丧失很多信息，因此我们采用核密度图的方法进行分析。下面我们以整体制造业的S指标为例，画出双变量密度估计图的立体图和等高线图，然后集中精力于等高线图

26、的分析，以此介绍这一工具的应用；同时为了比较我们也画出单变量的核密度估计图，从而选择最佳的分析工具。【图2，3，4插入此处】 首先 ：从单变量核密度估计图（图2），我们可以看出峰值点出现在0.5与-0.5，说明贸易变化量大部分为产业间贸易；图形移动趋势看，左半部分右移，说明1987年处于进口扩张型产业间贸易状态的商品向产业内贸易状态过渡，因此产业内贸易有增加趋势；右半部分尾部左移，峰值点上升，意味着1987年在0.5以右出口扩张型产业间贸易状态有向产业内贸易状态转移的趋势，但是在0.5处的出口扩张型产业间贸易状态又有增强趋势，两者的综合作用不确定，有待双变量联合密度图的分析；在0值点处的估计值

27、上升，意味着1987年处于产业内贸易状态有增加趋势。其次，由双变量联合密度图来分析转移动态来看，直线穿过（0.5，0.5）峰值点，说明1987年处于出口扩张性产业间贸易状态的商品在2004年仍然处于出口扩张性产业间贸易的状态，同时该峰值点有弱偏上的特点，说明有1987年的S指标大于2004年的S指标的可能性，也就是1987年的商品比2004年的商品表现出更为明显的产业间贸易；因此我们认为1987年到2004年的过程中，虽然出口扩张性部门的产业间贸易具有较强的稳定性，但有减少的趋势，由此可以认为产业内贸易有增加的趋势。最后，我们关注下面的两个峰值点，显然我们可以看出，1987年处于左下峰值点的商

28、品（在此处S小于0，因此处于进口扩张状态）在2004年集中在左下和右下两个峰值点，分布从单峰变成了双峰，这说明在1987年处于进口扩张性产业间贸易状态在2004年转化为出口扩张性产业间贸易和进口扩张产业间贸易状态，部分转化为产业内贸易状态，并且停留在进口扩张性部门的商品S值变大（表现在左下峰值点位于直线下方），因此我们认为进口扩张部门产业间贸易有减弱的趋势，产业内贸易有增强的趋势。 综合上面的分析我们可以得出结论：虽然整体中国贸易增量中的产业间贸易占较大优势，但产业内贸易有增强趋势，而且这一趋势在进口扩张的产业间贸易部门非常明显。并且我们可以看到，单变量的核密度估计图虽然能够给我们提供有用的信

29、息和初步的判断，但是并不明朗简洁，而双变量核密度估计图虽然确定而且直接，但是过于抽象，因此我们把两者结合起来，首先由单变量核密度图作出初步判断，然后由双变量密度图来分析转移动态，最终确定结论。3 KS检验 上面关于中国制造业商品贸易增量形态转变的分析只是从图形中总结的假设，缺乏统计的支持，因此我们要检验假设的正确性，这里我们主要参考Miguel A. Delgado(2002)引进两个分布是否相同的KS检验。 结合上面的分析，KS检验的基本过程如下：首先提出原假设和备选假设：1987年和2004的S指标服从相同的分布（相当于产业内贸易的增加没有统计显著性）：1987年和2004的S指标服从不同

30、的分布（相当于产业内贸易的增加有统计显著性） 在此基础上计算KS统计量和概率值，从表3中可以看出KS=2.167,P-value=0,因此，以1%的显著性拒绝原假设，也就是认为1987年和2004年S指标的分布确实不同，上述分析的图形变化确实成立，从而说明制造业总体贸易变化中具有产业内贸易增强的趋势。四 中国制造业产业内贸易变化趋势和特点 利用核密度估计图和KS检验对总体数据分析：包括，总体制造业数据（三中已完成），劳动密集型部门，资本密集型部门，低技术资本密集型部门，中技术资本密集型部门，高技术资本密集型部门。利用S加权平均公式计算二中提到的典型行业的1987-2004的S指标，然后进行Da

31、niels检验。检验结果见附表和附图。（一）总体数据的分析 1 制造业总体S指标分析 这一部分研究已经在第三部分实证方法中作为例子完成。： 2 劳动密集型部门的分析： 从图5单变量核密度来看，最大峰值点出现在0.5附近，因此劳动密集型制造业大部分处于出口扩张型的产业间贸易状态；2003年的图形相对于1987年的图形而言，在尾部有左移趋势，这说明有些商品从1987年的出口扩张产业间贸易状态向产业内贸易状态转变；同时在峰值附近又有上升趋势，说明0.5附近的出口扩张产业间贸易状态有增加趋势。综合这两种作用，从单变量核密度图我们无法得到确定的结论。从双变量核密度图来看，直线穿过（0.5，0.5）处的峰

32、值点，说明1987年S指标和2003年S指标峰值相同，经济意义是1987年出口扩张型产业间贸易状态在2003年仍然保持原状态，产业间贸易没有减少或增加趋势，说明单变量核密度图分析的产业内贸易增加和减少趋势相抵消。我们用KS检验来分析，KS统计量为0.151，显著性0.141，说明接受原假设，即认为1987年和2004年劳动密集型商品的S指标分布相同，因此劳动密集型部门的出口扩张的产业间贸易状态并没有改变。【图5，6 插入此处】4 资本密集型部门的总体分析从图7来看，左半部分图像有向上和向右移动的趋势，右半部分图像，有向左和向上移动的趋势，在0点处的估计值有明显上升，这说明，1987年的进口和出

33、口扩张产业间贸易或产业内贸易都有向产业内贸易或更大程度的产业内贸易转移的趋势，因此我们认为资本密集型部门总来看来由产业内贸易增强的趋势。结合图8我们可以更细致地分析转移动态过程，首先我们看到峰值点出现在直线上，也就是1987年的S值和2004的S值没有太大变化，说明1987年初始状态总体还是稳定的，资本密集型部门的调整成本还是较高的；其次，我们可以观察，1987年S指标（-1,0）状态 2004年少部分过渡到（0，0.5）之间，这意味着整个转变过程伴随着进口扩张产业间贸易到产业内贸易再到出口扩张产业间贸易的动态过程，这一过程意味着产业内贸易的增加和产业间贸易因素的增加；同时停留在进口扩张产业间

34、贸易状态的商品，由于峰值点位于直线下侧，说明S指标有增加的趋势，这也意味着产业内贸易的增加。总之，资本密集型部门伴随着出口扩张和进口扩张的转变产生了产业内贸易，同时出口扩张或者进口扩张状态自身的产业内贸易因素也在增加，因此我们认为资本密集型行业的贸易调整成本又递减趋势。通过KS检验我们可以看出，KS=2.124,P=0,说明1987年和2004年S指确实不同，由此可见产业内贸易的增加和贸易调整成本的减少是具有统计显著性的。【图7，8插入此处】5 低技术资本密集型部门分析 对于低技术资本密集型行业的分析，十分类似于劳动力密集型部门，因此我们不详细展开，结论认为，低技术资本密集处于出口扩张型产业间

35、贸易状态，并且这种状态没有减弱趋势。【图9，10插入此处】6 中技术资本密集型部门的分析 对于中技术密集型部门的分析十分类似于资本密集型部门。 从图11单变量核密度估计图我们可以产出，两侧的图像尾部有向中间靠拢趋势，说明1987年产业间贸易或者产业内贸易状态有向产业内贸易或更大程度产业内贸易转移的趋势；同时在0点处，图像有非常明显的上升过程，说明产业内贸易状态在增强，因此我们认为中技术资本密集型部门贸易调整成本有减少的趋势。 从图12双变量核密度估计图我们可以看出，两个峰值点出现在接近直线的位置，说明1987年的初始状态具有较强的稳定性；同时上峰值点上偏，下峰值点下偏，说明1987年的产业间贸

36、易有向产业内贸易转移的态势；与资本密集型制造业整体分布不同的是，左上峰值点的存在，这说明1987年处于出口扩张的产业间贸易在2003年转化为进口扩张的产业间贸易，这说明在这十几年中，有些中技术资本密集制造业经历了从出口扩张产业间贸易到产业内贸易再到进口扩张产业间贸易的过程，显然这一过程的调整成本也是先下将再上升，但是无法比较1987年和2003年的相对大小。综合起来我们认为中技术资本密集型制造业调整成本有下降的趋势，并且这一趋势是由于1987产业内贸易状态加强形成的。通过表4的KS检验我们看到，结论在5%的置信度下被接受。【图11，12插入此处】7 高技术资本密集型部门的分析 从单变量核密度估

37、计图来看，尾部有向中间移动的趋势，这是产业内贸易增加的因素；但同时在0.5和-0.5处仍然形成较高的峰值，这一点与整体制造业的向中间移动不同，这说明高技术制造业部门的调整成本仍然较高；两者的共同作用决定了贸易成本的改变与否。从双变量核密度估计图来看，下面的峰值点处在直线的下方，说明1987年进口扩张产业间贸易状态在2003年有向产业内贸易转变的趋势；另外，一个更显著的特点在于1987年出口扩张的产业间贸易大多数转变为进口扩张性的产业间贸易，这与中技术资本密集型产品有较大的不同，说明在1987年到2004年的十几年中，大部分出口扩张产业间贸易状态转化为产业内贸易，再转化为进口扩张产业间贸易，由于

38、此过程伴随产业内贸易增加和减少的两个过程，因此无法比较产业内贸易的增加与否；综合起来，我们无法得到关于高技术资本密集型贸易成本变化的趋势。通过KS检验我们看到，P=0.153,说明1987年和2003年的S指标分布基本相同，因此贸易调整成本没有减少趋势，也就是进口扩张产业间贸易状态向产业内贸易状态的转变引起的产业内贸易状态的增加无法抵消新的进口扩张产业间贸易带来的产业内贸易状态的减少，综合效果使得该部门调整成本没有变化。【图13 ，14插入此处】（二）行业数据的分析 如前面所述，我们选取典型行业进行分析，其结果如表4所示：【表4 插入此处】 通过对表4进行分析我们可以看出；劳动密集型的服装业S

39、指标大部分为正，而且集中在0.4左右，说明劳动密集型的服装业贸易变化为出口扩张的产业间贸易和不明显的产业内贸易，贸易调整成本还是较高的，Daniels检验并不具备显著性（），因此服装业贸易变化并没有表现出产业内贸易增加或减少的趋势，而是和1987年基本相同，因此贸易调整成本基本不变，这一结论与上面对整体劳动密集型部门的分析基本一致。低技术资本密集型的钢铁业S指标呈现较大的波动性，说明该行业贸易变化并不稳定，没有固定上升或下降的趋势，Daniels并不具备显著性（），因此钢铁业的贸易调整成本没有上升或下降趋势，这一点与上面的对低技术资本密集制造业的分析基本一致。一般机械行业的S指标呈现了一定的规

40、律性，首先在起初的年份里S的符号正负交替，但最后几几年S指标的符号为负，说明一般机械行业实现了从出口扩张到进口扩张的转变，这一扩张的转变伴随贸易调整成本的先减后增，但无法对于1987年和2004年的贸易调整成本比较做出，这一点类似于对中等技术资本密集制造业做出的一些行业经历了从出口扩张到进口扩张的转变分析，Daniels检验在5%（）的水平上通过，说明从出口扩张到进口扩张的转变具有统计显著性。高技术的办公设备行业呈现一定的规律，Daniels检验在10%（）上通过，由于S指标大部分为正，说明该行业为出口扩张部门，同时由于Daniels系数为正，说明S指标有增大的趋势，因此该部门产业间贸易趋势增

41、强，贸易调整成本变高。电气机械行业S指标表现出较强的减少趋势，Daniels检验在1%水平上被接受，观察S值，我们发现S值经历了由正变为负的过程，这与前面分析中高技术资本密集型制造业一些商品经历了从出口扩张产业间贸易到产业内贸易再到进口扩张产业间贸易的结论一致。 总起来看分行业Daniels检验的结果与前面的总体趋势比较一致。五SAH适用性考察 通过上面的分析，我们可以看出中国产业间贸易发展的趋势，但是这种产业间贸易发展的变化是否一定会导致劳动力市场的调整，从而产生贸易调整成本呢？也就是SAH假说在中国是否适用呢？ 我们下面作一简单的秩相关检验，看一下中国1987-1997年三分位制造业职工变

42、动数和S指数的秩相关系数。具体说来，如果S0，行业为出口扩张部门，如果SAH成立，此时S越大，产业间贸易越强，那么职工增加数目就应该越多，秩相关系数为正；反之，如果S0，行业为进口扩张部门，如果SAH成立，此时S越大，说明S越接近0，产业内贸易越强，职工数目减少越小，而职工数目变化越大（此时职工数目变化为负数）。因此如果秩相关系数为正，则认为SAH假说成立，反之则不成立。（一）数据说明 1 数据均来自于世界银行提供的“贸易和生产数据库（1976-1999）”，其中提供了联合国国际产业标准分类（ISIC）修订版第二版（Rev.2）三分位制造业的职工数据和进出口数据2 考虑到数据的完整性，我们选取

43、得研究区间为1987-1997，在此区间内，由于一些产业某些年份缺少职工数据，我们予以剔除，最后选取了17个行业进行分析，详见表5。 （二）秩相关检验结果【表5 插入此处】分析表5 列出的检验结果我们可以看出，绝大多数行业的S指标与行业职工变动秩相关系数为正，说明支持SAH假说；在电气机械和各种金属制品行业的系数为负，但是此时的显著性非常差（分别为0.881，0.907），说明这种负相关关系极不显著，因此并不能推翻SAH假说；同时我们发现在10%的显著性下，饮料业，纺织品业，木制品业和钢铁业通过了正相关分析，显然这些行业都是劳动力密集型的低技术行业，劳动力的产出弹性比较大，自然相关系数就比较高

44、，这也启示我们在用SAH来考察劳动力流动的时候要考虑到行业特征，劳动力的产出弹性越高，相应的调整成本就越大。综合上面的分析，我们认为SAH假说在中国还是比较适用的，尤其是在低技术和劳动力密集型部门。六 结论和问题综合上面分析，我们得到下面结论：1 总体看来，中国制造业贸易变化多为产业间贸易，但产业内贸易有增加的趋势，因此中国制造业贸易自由化的总体调整本较高，但有减少的趋势。2 劳动密集型部门和低技术资本密集型部门的贸易变化为出口扩张的产业间贸易，这一状态在1987到2004年减比较稳定，考虑到SAH假说对于该类行业的实用性，这些部门的贸易调整成本较高，而且没有减少的趋势。3 资本密集型制造业变

45、化总体为产业间贸易和程度不高的产业内贸易，但产业内贸易有增加趋势，这主要由于两种因素的贡献，一个是产业间贸易向产业内贸易的渐进转化，这是产业内贸易的增长因素；另一个是产业间贸易方向的跨越和改变，表现为一些商品从出口扩张产业间贸易状态到产业内贸易状态再到进口扩张产业间贸易状态，这是产业内贸易增长的不确定因素。 4中等技术资本密集型制造业贸易调整成本有降低趋势，主要是由于渐进变化的贡献超过了不确定因素的影响。5高技术资本密集型制造业总体没有表现出规律的变化，主要是由于渐进变化的贡献小于不确定因素的影响。6综合起来，我们可以看到，中等技术资本密集型商品是一临界状态，此前的劳动密集型商品和低技术资本密

46、集型商品多为出口扩张的产业间贸易，此后的高等技术资本密集型商品多为进口扩张的产业间贸易，这反映了中国贸易结构的情况，原因可能在于利用比较优势，中国的比较优势仍然停留在劳动力和低技术层次，对高技术具有比较劣势，在中技术层面比较优势和比较劣势并存，但动态来看，反映了比较优势逐渐上升的趋势。在应用这些结论时候，应该注意以下一些问题1 由于本文的结论是基于统计的规律做出的总体判断，因此可能并不适用于每一种具体的商品，因此不排除个别商品对于结论的偏离（如高技术的办公设备的分析）。2 考虑到中国的现实情况，标准的产品要素分类和技术分类有的可能并不适用于中国现实。中国贸易大量为加工贸易，因此即使出口商品本身

47、为中高技术资本密集性商品，在中国的生产可能仍然为劳动力密集型，由于作者缺乏相关的数据，因此没有做细化的研究，因此在应用本结论的时候要注意。3 同时，对于 SAH的分产品的适用性检验统计上不具备稳定的显著性，这说明SAH分析微观具体行业时候，不能够简单的从S指数直接得到劳动力调整的情况，还要考虑行业特点，尤其是劳动力的产出弹性，行业生产效率的提高等因素。但这并不影响宏观上运用SAH框架作出整体的判断。参考文献1. Abudl K.M. Azhar and Robert J.R. Elliott (2003),”On the Measurement of Trade-Induced Adjustm

48、ent ”， The School of Economics Discussion Paper Series 0309, School of Economics, The University of Manchester.2. Brulhart(1994),”Marginal Intra-Industry Trade: Measurement and Relevance for the Pattern of Industrial Adjustment”,Weltwirtschaftliches Archiv,VOL,130:600-6133. Brulhart and Elliott(2000) ,“Labour-Market Effects of Intra-Industry Trade:Evidence for United Kingdom”,GEP Research Paper 2000/214. Chan-Hyun Sohn and Hy