中国加工贸易增值率影响因素的实证分析图文.docx

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中国加工贸易增值率影响因素的实证分析图文

财贸研究2011.4

中国加工贸易增值率影响因素的实证分析胡兵1张明2

（1.重庆师范大学经济与管理学院,重庆400047;2.西南大学经济管理学院,重庆400715

摘要:

基于新贸易和新增长理论构建模型,采用2000—2009年省际面板数据,并运用动态面板系统GMM方法对中国加工贸易增值率的影响因素进行实证分析。

结果发现,加工贸易规模对加工贸易增值率的影响为负,第三产业发展滞后已成为制约中国加工贸易增值率提升的重要影响因素。

另外,东部和中西部地区处于不同发展阶段,要素禀赋的相对稀缺程度不同,劳动力成本、资本深化、外商直接投资、研发能力和人力资本等因素对东部和中西部地区加工贸易增值率的影响存在差异。

关键词:

加工贸易;增值率;影响因素

中图分类号:

F741.1文献标识码:

A文章编号:

1001—6260（201104—0054—07

改革开放以来,中国加工贸易发展迅速,进出口总额由改革初期的10多亿美元,增长到2009年的近万亿美元,“中国制造”的崛起与此密切相关。

与一般贸易相比,加工贸易“两头在外”、“大进大出”的特征使得加工贸易增值率指标受到众多关注,因为该指标一定程度上反映了我国在世界生产分工中的位置和层次,体现了我国在整个价值循环体系中的贸易利益获得。

本文基于新贸易和新增长理论构建模型,并采用中国省际面板数据进行实证检验,以探寻和剖析相关因素对中国加工贸易增值率的影响。

考虑到中国客观存在的区域差异,东部沿海地区在改革进程和发展水平上都领先于中西部地区,尤其是两者在加工贸易发展上差异巨大,因此,本文也进行了分区域估计,以便甄别可能存在的区域差异。

1.—.‘・t,,.1.’I、

一、又献砾还

中国蓬勃发展的加工贸易及其展现出的强劲竞争力引起了学者们的广泛兴趣,大量文献深入分析了加工贸易带来的吸纳就业、扩大出口、推动产业结构升级、促进技术进步等效应,认为加工贸易的发展对促进我国经济的增长有着不可替代的作用。

但也有研究认为,加工贸易与国内经济的关联度小,波及效应差,对经济增长的拉动作用要比一般贸易小。

陈锡康（2002根据中国1995年的数据进行了测算,发现每出口l元一般贸易,将使GDP增加O.57元,而加工贸易仅使GDP增加0.22元。

宣烨（2008、闫国庆等（2009的研究也证实了加工贸易对中国经济增长的促进作用明显弱于一般贸易。

事实上,中国加工贸易的发展是全球化背景下垂直专业化分工兴起的结果,源于垂直专业化分工模式,即中国近乎无限供给的劳动力资源叫与国外的资本、技术、标准、跨国经营网络等优势资源相结合（张幼文,2006。

因此,加工贸易对中国经济增长的促进作用不仅取决于加工贸易在我国境内加工链收稿日期:

20ll-01—17

作者简介:

胡兵（1975一.男,安徽桐城人。

管理学博士,重庆师范大学经济与管理学院副教授。

张明（1985--,男,安徽六安人。

西南大学经济管理学院博士生。

基金项目:

国家哲学社会科学基金项目。

出口贸易与经济增长关系实证研究”（批准号:

07XJY029;主持人:

胡兵的系列成果之一。

・作者感谢责任编辑和审稿人富有建设性的意见,当然文责自负。

①中国在劳动力上的竞争力,曾一度引起国际上是不是。

北京在制定工资标准”的热议（Freeman.1995。

・--——54.—-—-

的长短,更取决于我国在世界生产分工的位置和层次,因为这关系到我国在整个循环体系中的贸易利益的获得。

从这个角度来看,加工贸易增值率是一个非常重要的指标。

顾建清（2000、罗兴武等（2002、徐剑明（2003、沈利生等（2006都已经注意到中国加工贸易增值率问题,但他们的研究仅通过一般的描述性分析指出其处在一个较低水平,而没有对中国加工贸易增值率的各类影响因素进行深入的理论与实证分析。

朱钟棣等（2007选取1996--2005年的年度数据,运用普通最小二乘法实证分析了经济发展水平、人力资源禀赋、研发能力等7个因素对中国加工贸易增值率的影响,但该文并没有考虑时间序列数据可能存在的“伪回归”问题,而且在样本容量很小的情况下进行7变量的OLS回归,其结果的稳健性值得怀疑。

张明等（2010利用1981--2007年的年度数据,基于协整理论和误差修正模型,实证分析了资本深化、研发投入、人力资本、加工贸易规模等因素对中国加工贸易增值率的影响,但并未考虑外商直接投资、劳动力成本、产业结构等重要因素的影响作用。

与上述文献不同,本文尝试从模型、数据和方法上进行拓展,通过构建动态面板数据模型,利用省际面板数据系统GMM方法估计参数,以获得中国加工贸易增值率影响因素的比较稳健的估计。

二、理论分析

以斯密的绝对优势和李嘉图的比较优势为代表的古典贸易模型用技术差异（劳动生产率差异来解释贸易的基础以及各国参与贸易的模式和格局。

新古典贸易模型的要素禀赋理论则指出,在生产过程中需要投入多种要素加以组合而不仅仅是劳动力,各国产品生产的相对成本不仅由技术差异决定,还取决于该产品生产中所使用的各类要素比例和各国要素的相对丰裕程度。

虽然传统的古典、新古典贸易理论所蕴藏的真知灼见并不过时,但由于其建立在完全竞争市场、规模报酬不变等假设之上,所以已经不能很好地解释当代世界贸易方式的演进,新贸易理论则较好地解释了当代世界全球价值链分割,产业内贸易等现象。

Krugman（1979开创性地将不完全竞争引入国际贸易的分析框架,构建了新的国际贸易模型,指出报酬递增是当代贸易分工和贸易利益的重要来源。

新贸易理论还将技术进步内生化,这与同样强调技术进步的新经济增长理论相契合。

新增长理论从技术创新（Romer,1990和人力资本（Imeas,1988等角度将技术进步内生化,一大批学者在构建国际贸易模型时纷纷遵循这一思路,尝试通过技术变迁内生,来解释国际贸易模式以及贸易利益的动态变化。

在这种动态变化过程中,FDI扮演着至关重要的角色（Koizumi,etal,1980。

在垂直专业化生产中,FDI不仅为发展中国家带来了资本,而且在技术扩散中也发挥着重要的作用。

按照新贸易和新增长理论的逻辑线索,我们在构建加工贸易增值率影响因素模型时,选择的解释变量包括:

产业结构、资本深化程度、劳动力成本、研发能力、人力资本、加工贸易规模以及外商直接投资等。

基于现有理论,各变量对加工贸易增值率变动的可能影响是:

（1产业结构。

中国在工业化进程中不断承接世界产业转移,目前的贸易格局中以制造业为主体的加工贸易占据了较大份额,这个过程是与中国第二产业的发展分不开的。

同时也与第三产业的发展紧密相关。

我们预计第二产业发展对加工贸易增值率的影响为正,而产业结构向第三产业的演进,将有助于中国在国际分工中向价值链的上下游拓展,促进产业价值链的延伸,提高加工贸易增值率。

（2资本深化程度。

根据罗伯津斯基定理,要素的相对比例差异会影响不同要素密集度产品的生产。

伴随着资本深化,一国或地区资本密集型产品的生产份额将增加。

中国的比较优势主要集中在劳动密集型加工装配环节,资本深化程度的提高将有助于我国促进加工贸易向资本密集型环节发展,获取更高的贸易附加值。

考虑到目前我国资本配置在中西部地区相对匮乏,而在东部地区资本已经不再是明显的制约因素,我们预计资本深化程度的提高,对加工贸易增值率的影响在东部和中西部地区可能存在差异。

（3劳动力成本。

在国际生产网络中,不同地区依托自身的比较优势专业化于某一特定的生产工序,各个生产环节被布局在成本最低的地区。

中国近乎无限供给且价格低廉的劳动力,吸引了一大批跨一55—

国公司将产品生产中技术含量较低,需要密集使用劳动力要素的环节转移到中国。

我们预计劳动力成本的符号不确立,因为一方面劳动力价格的提升将有助于推动加工贸易增值率的上升,另一方面,也可能将加工贸易挤出到劳动力成本更低的地区。

（4研发能力。

研发能力是区域技术竞争力的体现,它影响着该地区的贸易绩效和贸易收益。

我们预计研发能力对加工贸易增值率的影响为正。

由于在国际生产和分工中的位置和层次越高,研发能力提升价值的空间越大,因而在加工贸易处于不同发展阶段的东部和中西部地区,研发能力对加工贸易增值率影响的显著程度可能不同。

（5人力资本。

人力资本是指花费在教育、健康、训练等方面的投资所形成的知识和技能的积累,人力资本的积累反映了劳动者素质的提高,这有利于整合其他生产要素发挥更大功用,并能够推动区域技术水平和创新能力的不断提升。

由于东部和中西部加工贸易的发展处于不同阶段,我们预计人力资本对加工贸易增值率的影响可能存在区域差异。

（6加工贸易规模。

新贸易理论强调规模收益,一般而言,较大的规模会使生产成本降低,并能在市场影响力、产品差异化、市场价格决定、品牌效应和消费者锁定等方面形成优势（钟昌标,2007,从而获取更多贸易利益。

中国已成为世界工厂,加工贸易规模日趋庞大,因此我们预期加工贸易规模对增值率的影响为正。

（7外商直接投资水平。

截至2009年底,中国已连续17年成为吸收外商直接投资最多的发展中国家,1979--2009年间实际利用外商直接投资总额达9426.46亿美元①。

外资进入中国,不仅带来资本,而且能够引进更加先进的技术、管理方法以及国际营销理念,带动产业升级,逐步牵引东道国向附加值和技术含量高的行业发展（杨全发等,2005。

但在我国,外资加工贸易企业大多承接国外高新技术产业的劳动密集型环节,真正技术含量高、附加价值高的环节并不在我国（陈文玲,2007,这就使得外资的技术溢出效应可能并不明显（蒋殿春等,2008。

同时,外资从跨国公司整体利益最大化出发,有可能通过限制性商业惯例、转移定价等方式,控制生产过程,人为降低增值率（裴长洪等,2006。

因此,外商直接投资对加工贸易增值率的影响可能既有积极的一面,也可能带来负面影响。

三、实证研究设计

（一模型与方法

根据上述理论分析,计量模型设定为如下形式:

PAVR“2%+qlSTRU“+Ot2KLit+ot3WAGEh+ct4RDh+a5HCn+okSCALEh+

0【7FDIh+10i+8it（1式（1中。

下标i,t分别代表地区和时间。

影响加工贸易增值率的各影响因素分别为:

产业结构（STRU、资本深化程度（KL、劳动力成本（WAGE、研发能力（RD、人力资本（HC、加工贸易规模（SCALE、外商直接投资（FDI。

为了控制被解释变量自身的滞后影响,并克服解释变量控制不足可能带来的计量偏误,我们将模型设定为动态面板模型,同时在模型中设置了一系列时间虚拟变量（DUM.MY②以控制横截面相依性。

因而,式（1的计量模型可以改写为:

PAVRh20c0+otPAVRn—l+dlSTRUh+仅2KLit+d3WAGEn+仅4RDit+Ot5HC“+

eqSCALEit+Ot7FDIit+DUMMYt+1Ji+8h

（2选择动态面板GMM方法估计模型参数.原因在于:

其一,解释变量的内生性问题。

在式（2的计量模型中,多个解释变量都可能与被解释变量之间存在双向因果关系,而动态面板GMM估计采用工具变量法,能对内生性问题进行有效控制。

其二,GMM估计使用差分转换数据,可以克服不可观察变量与解

①数据来源:

‘中国统计年鉴20]o。

⑦由于要估计差分方程.模型中时间虚拟变量的个数为样本周期T一2。

一56—

释变量相关或遗漏变量的问题。

另外,动态面板GMM估计可以分为一步和两步GMM估计。

由于两步估计的标准差存在向下偏倚,虽然经过Windmeijer（2005调整后偏倚会减小,但仍会导致两步GMM估计量的近似渐进分布不可靠,所以在经验应用中,通常使用一步GMM估计量（Bond,2002。

在新增工具变量有效的情况下,一步系统广义矩估计利用了更多的信息,其估计结果比一步差分广义矩估计更有效（Arellano,ctal,1995;Blundell,etal,1998。

综上分析,我们的模型最终选择一步系统GMM估计,在实际估计模型时,将所有解释变量均作为内生变量处理。

（二变量与数据

本研究采用中国省际面板数据,根据数据的可得性,所选样本时间跨度为2000--2009年,横截面包括中国大陆18个省、自治区、直辖市（以下简称省:

天津、河北、山西、黑龙江、江苏、浙江、福建、江西、山东、湖南、广东、广西、重庆、陕西、新疆、辽宁、海南,宁夏。

由于东部和中西部地区在加工贸易发展上存在巨大差距,因此将总体数据分为两个样本,其中,东部地区样本包括天津、河北、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等8个省份,中西部地区样本包括山西、黑龙江、江西、湖南、广西、重庆、陕西、辽宁、新疆和宁夏等10个省份。

加工贸易增值率（PAVR按照通常做法,采用加工贸易进出口差额与进口额的比率来衡量。

为了更精确地考察产业结构（STRU变动对加工贸易增值率的影响,我们采用两个指标对其进行衡量,分别为第二产业和第三产业增加值占GDP的比重,以便揭示第二产业和第三产业的发展对加工贸易增值影响的差异。

资本深化程度（zL用劳均资本来度量,它反映了一个地区在生产过程中所使用的资本劳动要素比例。

研发能力（RD可以用研发投入或产出来测度,本文采用产出指标,用各省份每十万人三项专利申请数来衡量。

人力资本（HC的测度采用受教育年限法。

把小学、初中、高中、大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年,通过加权平均获得各地区人均受教育年限数据。

外商直接投资（FDI指标以外商直接投资额占GDP比重来表示。

劳动力成本（WAGE采用制造业职工平均工资作为代理指标。

加工贸易规模（SCALE直接采用加工贸易进出口总额来表达。

对劳动力成本（WAGE和加工贸易规模（SCALE指标分别进行了极值标准化处理:

WAGE。

:

!

竖<鳖（3

“

wagemn—wagcu

SCALEh:

!

警_竺蔓（4“scalem—scalem’m。

。

在上述指标中,加工贸易进出口2004--2007年数据来自商务部网站,其余年份数据来自各省历年统计年鉴。

各省资本深化程度的度量,需要物质资本存量和劳动投入两组数据。

物质资本存量数据来自张军等（2004的研究,我们根据张军等（2004的方法将数据延长到2009年,并将物质资本存量转换成以2000年为基期的不变价格数据。

劳动投入采用各省份从业人员数据。

各省各年人力资本（HC测算所需相关基础数据来自历年的《中国人口年鉴》和《中国人口和就业统计年鉴>。

外商直接投资2000--2004年来自《中国统计年鉴:

》,由于2004年之后《中国统计年鉴》不再提供各地区的外商直接投资额,所以这一时段数据来自各期《中国商务年鉴》。

未加说明的变量原始数据均来自历年的《中国统计年鉴》,名义值调整为以2000年为基期的实际值①。

四、实证结果与分析

基于一步系统GMM估计,东部和中西部两个样本的模型估计结果见表l。

从AmII&:

no—Bond序列相关检验和Sargan检验来看,模型选取的工具变量及其滞后阶数是合适的,各模型一步系统GMM估计所采用的工具变量表现良好,差分方程得到的残差服从AR（1,并且过度识别条件成立。

①利用各省份地区生产总值的名义值和增长率序列.计算各省份的GDP缩减指数。

用于对相关变量的名义值进行价格调整。

一57—

在实证分析中,我们对产业结构度量使用了两个指标,分别为GDP中第二产业和第三产业的比重,模型l和模型3采用的产业结构指标为第二产业比重,模型2和模型4采用的产业结构指标为第三产业比重。

从估计结果来看,产业结构（STRU变量两个指标在模型中系数符号刚好相反。

另外,采用不同指标控制产业结构因素后,东部和中西部样本其他变量的符号和显著性基本保持不变。

但各变量影响区域异质性明显,除加工贸易规模变量的估计系数在所有模型中都显著为负外,要素禀赋、劳动力工资、外商直接投资、研发能力、人力资本等变量的符号和显著性在东部和中西部存在差异。

在模型1和模型3中以第二产业比重为度量指标的产业结构（STRU变量符号为负,而在模型2和模型4中当采用第三产业比重为衡量指标时变为正,这证实了我们的预测。

目前,第二产业已发展到较高比重,对加工贸易增值率

表l加工贸易增值睾的动态面板模型估计结果（一步系统GMM估计

注:

‘、“、…分别表示在lO%、5%和1%水平上显著;括号中为t统计值。

AR（1、AR（2、S矗礓舯Test给出的是统计量对应的P值。

由于GMM估计适台大样本.因此对协方差矩阵进行了小样本调整,t统计量是与异方差、自相关一致的稳健t统计量。

所有模型均包含时问虚拟变量,但限于篇幅,没有报

的影响已经不明显,而第三产业发展相告其结果。

对滞后,相关服务未能匹配,可能已经成为我国加工贸易增值率提升的制约。

我国加工贸易增值率较低,很大程度上因为我国加工贸易多以第二产业中的制造业为主,处在国际分工中的加工装配环节,这一部分属于价值链中的较低部分。

第三产业的发展,服务产业的完善,有助于我国加工贸易产业链的延伸,向价值链的上下游拓展,从而实现更高的增值率。

我们注意到,在中西部样本中产业结构（STRU变量的估计系数都不显著,这很可能是由于中西部地区产业升级缓慢,而考察期较短,变量指标值变化不大引起的。

SCALE变量的估计系数在所有模型中都显著为负,说明中国的加工贸易并没有进入规模递增的发展阶段,相反,伴随着中国加工贸易额的提升,以加工贸易增值率衡量的贸易利得有所下降。

这同样反映了我国较低技术层次的加工贸易结构,我国目前加工贸易仍以劳动密集型为主,加工贸易额越大,越可能造成国际市场上该类产品供给过量,出口价格不断下跌,贸易增值率也不断下降（裴长洪等,2006。

资本深化程度（KL变量在东部地区的估计系数为负,在中西部地区为正,这反映了资本劳动要素比例的变动对地区在国际分工环节中价值的获取存在区域差异。

中西部地区各省份随着劳均资本的增加,加工贸易增值率上升,而在东部地区,这一要素比例的上升,带来的却是增值率的下降。

这主要是由东部和中西部之间的要素禀赋差异引起的,相对于东部地区,中西部地区劳均资本较低,因此资本的增加,更加密集地使用资本要素能够有效促进加工贸易向资本密集型迈进,实现增值率的提高。

而在东部,可能由于资本的相对过剩而导致这一效率无法发挥。

东部地区的模型（1中劳动力成本（WAGE变量系数显著为正,模型（2中系数也为正且接近10%的显著性水平,但在中西部地区都不具有显著性,这说明劳动力成本的提高有助于加工贸易增值率提升,但这种影响在中西部地区不明显,这与中西一58—

部和东部地区贸易产品结构差异有关。

由于在中西部地区的加工贸易中，初级产品占较大份额，因此在加工贸易增值部分中劳动收人不是主要因素，自身物产资源的投入占据了大部分空间，使得劳动力成本对加工贸易增值率的变动不显著。

外商直接投资水平（ＦＤＩ）对加工贸易增值率的影响在东部地区为正，在中西部地区为负。

这是因为跨国公司可能从其全球利益最大化出发，通过限制性商业惯例、转移定价等方式，人为降低增值率，这点在东部已经显示出来，而在外商直接投资较少的中西部，这种负面效应尚不明显。

研发能力（ＲＤ）的估计系数在东部地区显著为正，而在中西部地区为负。

相对于中西部以初级产品为主的加工贸易结构，东部地区贸易产品技术水平较高，因而研发能力（ＲＤ）的提升更可能带来产品附加值的提高。

人力资本（ＨＣ）变量符号在东部为正，而中西部地区为负，这也有可能是东、中西部地区不同的贸易产品技术水平引起的。

需要指出的是，人力资本符号在所有模型中都不显著，这不仅可能是因为人力资本作用的发挥存在时滞，更有可能是由于我国目前的加工贸易集中在技术水平较低的加工装配环节，人力资本发挥作用的空间有限，不能很好地与其他生产要素进行结合，促进技术水平和技术效率的改善，进而提高增值率。

五、结论及政策含义基于２０００－－２００９年的中国省际面板数据，采用一步系统ＧＭＭ估计方法，对东部和中西部两个样本的加工贸易增值率影响因素进行了实证分析。

结果发现，由于改革开放以来中国第二产业发展迅速，而相对于目前中国的经济发展阶段以及当今世界经济不断“软”化的趋势，我国第三产业的发展稍显滞后，这可能已经成为制约我国加工贸易增值率提升的一个重要影响因素。

另外，中国加工贸易的迅速发展不能忽视“二战”后世界生产和贸易形态已发生变化的背景，中国参与全球价值链分工主要是基于丰富劳动力上的比较优势，目前还没有转变到依靠技术进步和质量竞争的内涵式道路上。

这样的贸易格局，既影响人力资本与其他要素的有效结合，又影响技术进步和效率提升，因而模型中人力资本变量对加工贸易增值的作用并不显著。

同时，加工贸易出口的迅猛扩张可能引起贸易条件的恶化，从而导致贸易福利的损失，因而模型中加工贸易规模对加工贸易增值率的影响为负，而且在各模型中均显著。

从区域差异角度来看，东部和中西部地区处在不同的发展阶段，要素禀赋的相对稀缺程度也不同，影响加工贸易增值率的一些因素在东部和中西部模型中存在差异。

资本深化（ＫＬ）和外商直接投资（ＦＤＩ）两个变量在加工贸易并不发达的中西部地区能够促进加工贸易增值率的提升，而在东部则相反。

劳动力成本（ＷＡＧＥ）和研发能力（ＲＯ）的提升则对应了加工贸易的转型升级，在东部模型中，对加工贸易增值率的影响为正，而在中西部地区，由于加工贸易尚未发展到相应阶段，这种作用机制并不明显。

本文实证分析的结论尚有待更多研究的证实，但结论所蕴藏的政策含义不容忽视：

第一，在加工贸易相对发达的地区，应该积极鼓励加工贸易转型升级，由低层次的生产装配向更高层次的技术环节攀升，由依靠劳动投入数量推动向依靠技术质量进步推动转变。

这不仅是提升加工贸易增值率的需要，更是发挥人力资本和科技研发等高级生产要素，推动我国产业结构升级和增长方式转型的需要。

第二，在推动加工贸易转型升级过程中，需要大力发展第三产业，培育较为完备的服务业体系。

一方面，可以通过发展国际物流、转口、转运业务等，扩大对外贸易的内涵和外延，使服务贸易更多地成为我国对外贸易的新增长点（樊增强，２００６），增强我国在流通、营销等环节的竞争力和话语权。

另一方面，由于现代社会对信息、服务、技术和知识等“软要素”的依赖程度不断加深，服务业和服务贸易的发展可以对我国加工贸易的发展形成有力支撑，有利于我国加工贸易沿着产业价值链向上下游延伸，谋求更大的增值空间。

第三，在引进外商直接投资时，需加强引导和监管，有效利用外资企业的技术外溢管道，促进国内企业的技术进步。

目前外资企业已经出现了选择独资、相互配套等现象，以限制可能产生的技术模仿、外溢或扩散。

因此，需要进一步开放竞争。

通过强化跨国公司之间的竞争，用市场的手段实现关键技术、关一５９—万方数据

键零部件、关键创意的本地化。

同时鼓励内资经济为全球生产体系提供配套，鼓励内资企业与外资企业合作培育新竞争优势，鼓励国内企业在加强国际合作的同时，积极开展自主创新（张燕生，２００８）。

第四，从区域层面上来看，东部和中西部地区加工贸易处在不同的发展阶段，应该加快推动资本、劳动等要素自由流动的国内统一市场的建立，鼓励中西部落后地区根据自身的比较优势，积极承接国外和东部地区的产业转移，抓住机遇，融入现代分工和贸易的循环体系，这不仅有利于促进我国区域经济的协调发展，更有助于我国充分发挥不同区域的多样化优势，发挥大国经济背景下的分工和规模经济效应，从而提升整体竞争能力。

参考文献：

陈文玲．２００７．加快转变对外贸易增长方式［Ｊ］．宏观经济研究（７）：

１１—２４．陈锡康．２００２．中国１９９５年对外贸易投人占用产出表及其应用［Ｍ］．北京：

中国统计出版社：

１８５—１９２．顾建清．２０００．加工贸易与产业结构调整［Ｊ】．南京