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1;模式（TTP）.其结果是中国国际收支严重不平衡：由于东亚经济体先前对欧美的贸易顺差转变为中国对欧美的顺差,因而中国对欧美呈现出巨额顺差；中国对东亚经济体进口较多而出口相对较少,因而对其表现为越来越大的逆差；中国加工贸易规模很大,但中国贸易得利很有限.三、理论框架
假设世界由三个国家组成：O国（欧美发达经济体）、N国（东亚新兴市场经济体（含日本））和C国（中国）.O国和N国均为发达国家,其消费者消费两类商品,即同质品（由完全竞争厂商生产）和异质品（由垄断竞争厂商生产）,具有较高的工资率,并对异质产品具有较大的市场需求.C（中国）为发展中国家,具有较低的工资率,对于异质产品没有需求.消费者的效用函数为：
其中,c表示边际成本,1/α为利润（或成本加成）系数.
国家之间的差异体现在以下几个方面的假定.第一,O国和N国比C国在同质品q0生产上具有更高的生产率.假定在O国和N国生产1单位同质品需要投入1单位劳动,但在C国则需要1/w>1单位的劳动.若wi表示i国的工资率,则有wO等于wN等于1>wC等于w.第二,国家之间异质品的市场规模存在差异.若Yi表示i国对异质品的需求量,则我们假定YO>0,YN>0,YC等于0.第三,C国距离N国比距离O国更近,而O国到N国和C国是等距的.以ωij表示从i国到j国运输产品的贸易成本,则ωii等于1,ωij等于ωji>1,i≠j.我们假定贸易成本随着贸易距离线性增长,则有ωCN等于t<ωCO=ωNO=ω.这些假定反应了中国由于临近N国而发挥了低成本加工贸易平台的作用.由此也可以看出,在模型中贸易成本t和ω增加的重要影响.t的增加将减少经过中国而间接出口的吸引力,而ω的增加则既减少直接出口,也减少间接出口的吸引力.
我们重点分析异质品的生产与贸易.为简化起见,我们去掉模型中的θ.我们假定：只有发达经济体的企业才具有生产异质品的能力,企业是不同类的,它们进入异质品行业,并各自生产不同的产品,这些企业必须在发达国家内设立总部,生产中间品,且设劳动效率为a（即单位产出的劳动投入系数）.企业若进行生产,则需承担初始固定投入成本Fd,若出口,则需承担额外的固定贸易成本Fx,以支付建立海外分销网络的需要；若在海外建立加工工厂（用于组装）,则需承担相应的固定生产成本Ff.一个跨国公司在j国生产中间品、在C国加工成最终品,并出口到i国的单位成本为：
显而易见,若BN等于BO,则πN2等于πO2,但πN1>πO1.显然,由于O国与C国间的贸易距离大于N国与C国间的贸易距离,则O国企业到中国进行离岸生产的成本要大于N国企业.
同时,还可见,对于两类跨国公司来说,生产率指数影响了企业收益：生产率水平越高,则收益越大,但若生产率水平相同,则贸易成本就成为影响企业收益的决定性因素.
四、假设、实证模型与数据
(一)假设
根据前文的理论分析,我们提出两个有待经验证明的假设.
假设1：在其他条件不变时,出口距离和进口距离的增加均会减少中国加工出口贸易额.
这一假设的理由非常明显：一方面,出口距离的增加直接提高了出口成本,从而直接引起中国加工出口贸易额的减少；另一方面,进口距离会影响到投入品的进口成本,因而进口距离的增长将间接增加中国加工出口品的成本、提高其价格,从而减少其出口贸易额.
这一假设对于经验研究具有重要意义.一般的经验研究（如引力模型）只考察出口距离而并不考虑进口距离.本文的模型充分吸纳了新经济地理学所强调的观点,即一国出口不仅取决于出口市场方面,也依赖于投入品的进口环节（Redding和Venables,2004）.［11］
假设2：在其他条件不变时,与对欧美发达经济体的加工出口贸易相比,中国对东亚新兴市场经济体的出口对出口距离的变化更敏感,而对进口距离的变化则相对更不敏感.
这一假设的理由在于贸易成本t和ω对“三角贸易”模式（TTP）的相反影响.当对O国出口时,t反映了与进口距离相关的贸易成本,而ω则反映了与出口距离相关的贸易成本.相反地,当对N国出口时,t反映了与出口距离相关的贸易成本,而ω则反映了与进口距离相关的贸易成本.之所以产生这种不同的影响,在于我们假定中国是临近的N国的低成本的加工贸易平台.显然,t的增加会减少中国作为加工贸易平台的吸引力.
(二)实证模型
基于相关研究,本文构建了一个扩展的实证模型：
被解释变量lnEXijt为t年i省以加工贸易方式出口到j国的最终产品贸易额,取自然对数形式.
一般的引力模型只有
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为了检验假设2,我们引入了哑变量EANCj（表示东亚新兴市场经济体）：如果出口的最终市场是东亚新兴市场经济体,则为1；如果最终市场是欧美发达经济体,则为0.此外,我们还设置了哑变量与XDij和MDit的交叉项.如果交叉项系数β3显著为负或β4显著为正,则表明假设2成立.
Zit为一组随时间和省份而变动的控制变量,包括人口规模、人均收入和工资水平.εijt为误差项.
在引力模型中,贸易壁垒会限制国际贸易.为了考察贸易壁垒的变化对出口的影响,我们引入了ct,用来表示随时间变化的与全球贸易限制相关的特定的固定效应.同时,我们还引入了bi,用来表示不随时间变化而与具体省份相关的特定固定效应.此外,我们在模型中还加入国别哑变量djt,用来考查随时间变化的与具体进口国相关的特定的固定效应.
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由于使用最小二乘法（OLS）时模型可能遗漏了与双边贸易水平和控制变量相关的变量,因而可能会产生潜在的内生有偏.我们将运用Hausman和Taylor(1981)［12］所使用的工具变量法（以下简称“HT”）,通过选择适当的工具变量来进行检验（Carrère,2006）.［13］
(三)数据
本文的样本数据区间为1988―2009年.加工贸易进出口数据由作者根据《中国海关统计》（中国海关总署网站）及各省《统计年鉴》计算得出.出口距离为出口港至进口港的海上运输距离,具体数据来自根据世界地图集,并由作者计算得出.在计算出口距离时,我们是以离该省最近的国内重要港口为出口港.对于内陆省份,将其省会至出口港的铁路距离加至总出口距离中.对于样本中欧盟的内陆国或港口较小的国家,本文采用离其最近的重要港口作为进口港,并在考虑到其首都到该港的铁路距离.①①本文选取的出口港包括大连、天津、青岛、上海、厦门、广州和北海.进口港包括温哥华、旧金山、悉尼、雅典、热那亚、马赛、巴塞罗那、里斯本、鹿特丹、伦敦、汉堡、赫尔辛基、哥本哈根和斯德哥尔摩.控制变量（人均收入、人口规模与工资水平）的数据来自相应年份的《中国统计年鉴》.
由于大陆与香港（大陆极为重要的贸易伙伴）的贸易大多数属于转口贸易,因而,为了更真实地反映贸易的地理方向,我们需要对数据进行调整.我们遵照Ma等(2009)的方法,将中国海关统计的数据与香港调查与统计局提供的再出口数据联系起来进行调整①①具体的调整方法是,以各省对香港į
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