吳國松，邵雙雙

(1.淮陰師范學院經(jīng)濟管理學院江蘇淮安223001;2.南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院江蘇南京210095)

1 文獻綜述

現(xiàn)有文獻較多地關注中美貿(mào)易順差問題，并且多數(shù)研究認為東亞與中國的垂直專業(yè)化分工是導致中國與美國貿(mào)易順差的原因。尹翔碩、王領［1］認為從20世紀90年代末以來，在中美貿(mào)易順差問題中東亞因素越來越顯現(xiàn)出來，并且起著越來越重要的作用，并且很多學者都認為中國與東亞地區(qū)的垂直專業(yè)分工，中國從東亞其他經(jīng)濟體進口大量上游環(huán)節(jié)的中間品進行加工后再出口到美國，這在一定程度上替代了東亞國家對美國的出口，無形中夸大了中國對美國的貿(mào)易順差。［2］

那么這種垂直專業(yè)化分工是否也是中國對東亞逆差的原因呢?對中國與東亞地區(qū)產(chǎn)生貿(mào)易逆差的觀點有很多。(1)從匯率角度，中日雙邊實際匯率在長期對中日貿(mào)易收支影響較大。［3］也有研究認為人民幣實際有效匯率上升對中日貿(mào)易具有輕微的影響。也有部分研究認為實際匯率對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易收支的影響還是比較小的。(2)從外商直接投資角度(FDI)，多數(shù)研究認為韓國對華投資加劇了中韓貿(mào)易逆差，但部分研究則認為東盟對華投資不是造成中國與東盟貿(mào)易逆差擴大的原因。(3)有部分研究指出了中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)、貿(mào)易壁壘、統(tǒng)計誤差等一些因素也在一定程度上增加了中國與東亞一些國家的貿(mào)易逆差。(4)從垂直專業(yè)化分工角度，使國際產(chǎn)業(yè)轉移由產(chǎn)業(yè)結構的梯度轉移擴展到了產(chǎn)品價值鏈上生產(chǎn)環(huán)節(jié)的梯度轉移，基于中國與東亞地區(qū)貿(mào)易的特殊性，可能垂直專業(yè)化是導致中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差很主要的原因［4］，但對于此問題并沒有深入研究與系統(tǒng)闡述。

從已有研究中國與東亞貿(mào)易不平衡的文獻來看，匯率對貿(mào)易逆差的影響一般采用貿(mào)易收支模型來分析，但是欠缺考慮中國與東亞地區(qū)貿(mào)易的特殊性，即中國與東亞地區(qū)垂直專業(yè)化分工體;同時雖有研究提出了垂直專業(yè)化引起了貿(mào)易逆差這一觀點，但也僅限于對數(shù)據(jù)的對比分析并沒有深入系統(tǒng)地闡述。因此亟需在闡述現(xiàn)狀的基礎上運用計量模型研究量化垂直專業(yè)化對貿(mào)易逆差影響的程度。因此本文將從垂直專業(yè)化角度，運用細分的中間產(chǎn)品做出系統(tǒng)分析與闡述，并驗證中間產(chǎn)品的進口與中國東亞貿(mào)易逆差的關系，最后提出一些對策。

2 中國與東亞地區(qū)貿(mào)易現(xiàn)狀分析

2.1 中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差分析

表1顯示了1998—2010年期間中國對東亞地區(qū)的貿(mào)易一直處于逆差狀態(tài)。在2010年中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易額為1 267.6億美元，其中對日本的貿(mào)易逆差額就達到了556.9億美元，對韓國的貿(mào)易逆差額更是高達695.7億美元。這一現(xiàn)象的出現(xiàn)并非是偶然的，從20世紀的90年代末至2010年，逆差總額呈現(xiàn)出不斷擴大的趨勢，特別是2000年以來這一趨勢加劇擴大，只是在2008年受到金融危機的影響略有下降。

表1 1998—2010年中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差額 億美元

圖1 中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差

從圖1中1998—2010年中國對東亞地區(qū)的貿(mào)易差額的分布來看，貿(mào)易逆差主要來源于日本和韓國，原因在于日韓兩國經(jīng)濟發(fā)達，第三產(chǎn)業(yè)比較迅猛。其次，東盟對中國的貿(mào)易逆差額也在不斷上升，但是相對于日本、韓國而言所占的比重還是比較小的。

圖2 中國與東亞地區(qū)的逆差比重

從圖2可以看出，中韓貿(mào)易逆差比重有所下降，中國與東盟的貿(mào)易逆差也在不斷下降甚至接近于零，中日貿(mào)易逆差的比重在不斷上升。

2.2 中國與東亞地區(qū)初級產(chǎn)品、中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品貿(mào)易分析

中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差情況不斷突出，現(xiàn)有研究從不同角度對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易狀況進行了分析，但是以中間產(chǎn)品貿(mào)易視角分析的研究卻不多見。從表2來看，從1998年到2003年中國與東亞地區(qū)初級產(chǎn)品的貿(mào)易一直是處于順差狀態(tài)，到2004年開始逆差在不斷擴大，但是相比中間產(chǎn)品的逆差額從1998年的273.2億美元到2010年時逆差額為1 407.2億美元，增加了5倍還要多，可見中間產(chǎn)品的地位在不斷上升。

表2 1998—2010年中國與東亞地區(qū)初級產(chǎn)品、中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品貿(mào)易逆差額 億美元

再結合圖3，可以很清晰的看到中間產(chǎn)品的貿(mào)易逆差額要比貿(mào)易逆差總額還要多，并且一直處于上升狀態(tài)，由此可得出中國與東亞呈現(xiàn)明顯的垂直專業(yè)化分工模式。

圖3 1998—2010年中國與東亞地區(qū)三大類產(chǎn)品貿(mào)易逆差情況

2.3 中國與東亞地區(qū)中間產(chǎn)品貿(mào)易分析

從表3可見，中國與東亞地區(qū)中間產(chǎn)品貿(mào)易逆差中半成品貿(mào)易逆差金額雖然在上升，但是所占比重從1998年的69.2%下降到2010年的39.97%;相反，零部件貿(mào)易額從1998年83.9億美元上升到2010年的844.7億美元，所占比重從30.7%增加到60.23%。這種情況也是符合很多學者的研究結論的，中國處于東亞地區(qū)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的末端，從東亞地區(qū)大量進口零部件進行加工，然后再銷往第三國。

表3 1998—2010年中國與東亞地區(qū)中間產(chǎn)品貿(mào)易逆差額 億美元

從表4可以看出，零部件貿(mào)易逆差中以“42(除了運輸設備以外的資本貨物的構成部分)”的貿(mào)易逆差為主，逆差金額從1998年的82.1億美元上升到2010年的755.3億美元，所占逆差比重也從30%上升到53.67%。而半成品中的供工業(yè)應用的加工產(chǎn)品的貿(mào)易逆差金額也在不斷上升，從1998年的164.4億美元上升到2010年的462.8億美元，但是所占逆差的比重卻一直在下降，在1998年時是60.2%，而在2010年時是32.89%，應該說比重急劇下降。由上面的分析可以看出，中國與東亞地區(qū)中間產(chǎn)品貿(mào)易逆差主要是由零部件貿(mào)易中的“42(除了運輸設備以外的資本貨物的構成部分)”所引起的。

表4 1998—2010年中國與東亞地區(qū)中間產(chǎn)品各項目逆差額及比重 億美元

3 影響中國與東亞貿(mào)易逆差的理論與實證分析

3.1 模型構建

根據(jù)傳統(tǒng)的貿(mào)易理論，垂直專業(yè)化程度越高，代表出口當中包含的進口中間產(chǎn)品越多，其貿(mào)易會越平衡。但是根據(jù)中國與東亞地區(qū)貿(mào)易現(xiàn)狀分析可以看出，中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差主要由中間產(chǎn)品所引起，因此本文將考察中間產(chǎn)品進口對中國與東亞地區(qū)逆差影響的程度，以反映中國與東亞地區(qū)垂直專業(yè)化對貿(mào)易逆差的影響。從已有的研究貿(mào)易收支的文獻來看，研究一國總體貿(mào)易收支和雙邊貿(mào)易收支的居多，多是在文獻［5］的框架內(nèi)，綜合考慮實際匯率、國內(nèi)收入和外國收入等因素。本文以Rose(1989)的簡化式貿(mào)易收支模型為框架，采用微觀經(jīng)濟理論中的供求分析方法，即進出口數(shù)量取決于價格和國內(nèi)外真實收入水平。其中，假設進口商品不是國內(nèi)商品的完全替代品。［5］

首先，假定國內(nèi)進口需求是商品進出口價格和國內(nèi)居民收入水平的函數(shù)，即需求方程為:

其中P、P*分別表示國內(nèi)外商品的價格指數(shù)，Y表示國內(nèi)真實收入水平。顯然，需求隨著收入上升而增加;進口價格越低，或者國內(nèi)商品價格越高，進口需求越大。若以RP*表示外國出口商品對國內(nèi)生產(chǎn)商品相對價格，則方程(1)可以表示為:

以e表示按直接標價法美元對人民幣的匯率，PX*表示國外出口商品的外幣價格，E表示實際匯率，則:

若以Y*表示國外的實際收入水平，同理可得國外進口商品的需求方程:

若假設國內(nèi)的出口Xs即為國外的進口Md*，國外的出口Xs*即為國內(nèi)的進口Md，定義本國貿(mào)易收支為TB*=Xs/Md，那么:

若假設國外出口商品價格與國內(nèi)商品價格指數(shù)之間保持相對穩(wěn)定，那么上式可以簡化為:

依據(jù)Hummels的垂直專業(yè)化概念:一個國家出口中包含的進口中間投入品。因此假定進口的全部中間產(chǎn)品都是用于再出口的。在當今國際生產(chǎn)貿(mào)易格局中，垂直專業(yè)化是由跨國公司主導，表現(xiàn)為一家跨國公司內(nèi)部或多家跨國公司之間就產(chǎn)品生產(chǎn)的不同環(huán)節(jié)進行分工，形成上下游產(chǎn)業(yè)的垂直性生產(chǎn)鏈條，因此一般的垂直專業(yè)化分析包含兩個角度:中間產(chǎn)品進口和外商直接投資，一般衡量是從中間產(chǎn)品進口角度進行分析的。［6］本文立足于中間產(chǎn)品視角，研究垂直專業(yè)化對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響。

在引入外商直接投資和中間產(chǎn)品的進口后，(5)式轉化為:

本研究對象為中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差，將因變量TB*轉化為TB，并在此基礎上取對數(shù)，以便減少異方差，方程:

一般假設本國對外貿(mào)易TB(進口/出口)與貿(mào)易伙伴國收入成反比，與本國收入水平成正比，因為外國收入水平的上升會增加對本國出口產(chǎn)品的需求，而本國收入水平的上升會增加對外國出口產(chǎn)品的需求，進而降低本國貿(mào)易余額。但也有例外的情況，如果本國收入水平是因為進口替代品生產(chǎn)的增加而提升的，那么TB會與本國收入水平呈反相關關系;如果外國收入水平的增加是因為生產(chǎn)其本國進口替代的產(chǎn)品而拉動的，則表現(xiàn)為本國貿(mào)易余額與外國收入水平呈正相關關系。關于中間產(chǎn)品的進口對貿(mào)易逆差的影響，本文假定是正相關，即c1＞0。所以，一般情況下c2＜0或c2＞0;c3＞0或c3＜0;而FDI的增加一般情況下會引起進口的增加，所以c4＞0;直接標價法下人民幣匯率的貶值(e變小)會促進本國出口，進而會改善本國貿(mào)易出口，即c5＞0。

3.2 變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文使用1998—2010年中國與東亞六國(韓國、日本、泰國、馬來西亞、菲律賓、新加坡)的面板數(shù)據(jù)。為了觀察中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差情況，必須使用聯(lián)合國統(tǒng)計BEC分類中的中間產(chǎn)品，該數(shù)據(jù)庫對于中間產(chǎn)品的數(shù)據(jù)從1995年開始的，但是其間缺少1996年和1997年的數(shù)據(jù)，所以從1998年開始分析。

在選取考察對象時考慮到以下三點:其一，考察與中國貿(mào)易逆差比較大的東亞地區(qū)國家(地區(qū))有:日本、中國臺灣、中國香港、韓國、馬來西亞、泰國、菲律賓、新加坡，雖然中國與新加坡最近幾年是貿(mào)易順差，但是考慮到中國與新加坡中間產(chǎn)品貿(mào)易逆差非常大，那也就是說中間產(chǎn)品的逆差對中國與新加坡的貿(mào)易影響非常大，所以也選擇了新加坡。其二，由于考察的中間產(chǎn)品是在聯(lián)合國統(tǒng)計署網(wǎng)站的數(shù)據(jù)庫中查找的，但是沒有關于中國臺灣的數(shù)據(jù)，所以沒有納入到模型中分析。其三，由于中國香港大部分是轉口貿(mào)易，所以就沒有考察與香港的貿(mào)易逆差問題。本文的數(shù)據(jù)來源主要是聯(lián)合國統(tǒng)計署數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒以及中國投資指南網(wǎng)，并且進行相應的數(shù)據(jù)處理。該模型的被解釋變量TB，表示中國從該國進口的貿(mào)易總額與出口到該國的貿(mào)易總額的比值，比值大于1說明是貿(mào)易逆差，比值小于1說明是貿(mào)易順差，因主要研究貿(mào)易逆差問題，所以用進口比出口表示，而不用出口比進口。

被解釋變量有5個:(1)中國從各國進口中間產(chǎn)品貿(mào)易額I:根據(jù)BEC標準為分類基礎，從聯(lián)合國統(tǒng)計署數(shù)據(jù)庫獲得。(2)中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP0:世界銀行數(shù)據(jù)庫中的以2000年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值。(3)各國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDPi(i=1，2…6):世界銀行數(shù)據(jù)庫中的以2000年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值。(4)各國對中國的外商直接投資FDIi(i=1，2…6):以中國投資指南網(wǎng)2002年FDI存量，結合中國統(tǒng)計年鑒各國每年對中國的外商直接投資計算得到1998—2010年各年的FDI存量。(5)匯率e:世界銀行數(shù)據(jù)庫中的各國官方公布的匯率。

3.3 實證分析結果

運用eviews 7.0 Hausman檢驗，結果顯示支持采用隨機效應模型，因此采用隨機效應模型。

從表5的回歸結果看，整個模型的擬合度為70.2%，各個自變量(除外商直接投FDI)在1%內(nèi)的顯著。

(1)中國從東亞地區(qū)中間產(chǎn)品的進口I對貿(mào)易逆差的影響非常的顯著(顯著水平為1%)，中國進口中間產(chǎn)品每增加1%，貿(mào)易逆差增加0.778%，同時也可以看出在引起貿(mào)易逆差的因素中，中間產(chǎn)品進口對貿(mào)易逆差的影響是最大的。從中國與東亞的貿(mào)易格局來看，兩者之間存在著明顯的垂直專業(yè)化分工現(xiàn)象，這主要是由于東亞不同梯次的經(jīng)濟發(fā)展水平和毗鄰的地理位置造成的。

表5 中國與東盟地區(qū)貿(mào)易逆差實證結果(1998—2010年)

表6通過對中國總出口中垂直專業(yè)化的測度來反映中間產(chǎn)品進口對逆差的影響，結果顯示了中國出口貿(mào)易中來自外國提供的中間產(chǎn)品的價值比率從1998年的15.6%上升到2010年24.88%，19年中上升了近一半。隨著中國總出口中垂直專業(yè)化比重的提高，中國與東亞各國的垂直專業(yè)化比率也有了飛速發(fā)展。1998年中國與東盟、日、韓國家的垂直專門化比重為6.50%，到2010年提高到9.35%，增長了近50%。表6顯示，在中國出口垂直專門化程度的提高幅度(10個百分點)中，大約有2/3來自于日本、韓國、東盟國家對中國提供的中間品的增加，這反映了中國在東亞垂直專業(yè)化分工中參與程度的上升，更反映了中國出口貿(mào)易中產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度的上升。同時這也反映出了為什么中國從東亞地區(qū)進口中間產(chǎn)品導致貿(mào)易逆差，主要是銷往其他國家了。

表6 中國總出口中東亞各國垂直專業(yè)化比率 %

(2)中國的GDP0(國內(nèi)生產(chǎn)總值)對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響是非常顯著的(顯著水平為1%)，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，會減少貿(mào)易逆差1.41%。根據(jù)傳統(tǒng)的貿(mào)易理論，無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，國家經(jīng)濟的發(fā)展，人民生活水平逐漸提高，消費需求增加，直接拉動了貿(mào)易的進口。但是與中國的經(jīng)濟現(xiàn)狀不相符，進出口總額增長率在絕大多數(shù)年份均高于GDP增長率，起到了貿(mào)易拉動經(jīng)濟增長的重要作用，因此中國GDP與貿(mào)易逆差之間是負相關。

(3)各國的GDPi對中國與東亞貿(mào)易逆差的影響是非常顯著的(顯著水平為1%)，各國的國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，會減少貿(mào)易逆差0.66%，這與傳統(tǒng)的貿(mào)易理論相一致。

(4)各國FDIi對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響非常不顯著，貿(mào)易逆差主要是由中間產(chǎn)品的進口引起的，中間產(chǎn)品的進口越多，那么中國對東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差也就會越多。韓國和日本對中國的直接投資，將勞動力密集型的加工、組裝環(huán)節(jié)轉移到中國，從母公司或其他子公司進口原材料、零部件，再將經(jīng)過加工組裝的半成品或成品銷往第三國，引起了貿(mào)易逆差的加劇。因此整個東亞地區(qū)外商直接投資對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響有可能是不顯著的。

表7 2010年中國與東亞地區(qū)主要商品貿(mào)易額和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù) 億美元

(5)匯率對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響是非常顯著的(顯著水平為1%)，e(匯率)是間接標價法，因此人民幣升值1%，將會導致逆差增加0.13%，同時也說明了匯率對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易的影響甚微。不管是研究人民幣匯率對中國與東亞貿(mào)易收支的影響還是對中國與整個世界的貿(mào)易收支的影響，很多學者都認為:人民幣匯率對中國的貿(mào)易收支沒有顯著的影響，在其他條件不變的情況下，實際匯率對產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易的影響比較大，對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響比較小。

本文考察了中國與東亞地區(qū)在2010年各類商品的貿(mào)易情況，從表7可以看出，中國與東亞地區(qū)國家的貿(mào)易主要以第16類機電產(chǎn)品貿(mào)易為主，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)為0.75。中國出口到東亞地區(qū)的商品主要以第11類、第15類和第16類為主，占到總出口的 62.86%，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)分別為0.31、0.80、0.75;而中國從東亞地區(qū)進口的商品主要以第5類、第16類和第18類為主，占到總進口的63.54%，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)分別為0.59、0.75、0.46。從以上分析可以看出，中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易還是主要以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。這也符合Hamid指出的實際匯率的波動，產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易會隨之產(chǎn)生更大的變動，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的波動則相對較小，因此在本文的回歸中匯率對貿(mào)易逆差的影響甚微。

4 主要結論與對策

通過對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易現(xiàn)狀的分析，可以得出中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易總額和貿(mào)易逆差都增長迅速，同時中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差主要是日韓兩國;中國與東亞地區(qū)國家貿(mào)易逆差以中間產(chǎn)品為主，中國出口到東亞地區(qū)中間產(chǎn)品中主要以半成品為主，但是半成品貿(mào)易額占中國出口到東亞地區(qū)貿(mào)易總額的比重在下降，而出口零部件的比重在上升。通過對貿(mào)易逆差的實證分析，可以得出匯率對中國與東亞地區(qū)貿(mào)易逆差的影響甚微，主要是由于中國與東亞地區(qū)以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，中國從東亞地區(qū)大量進口中間產(chǎn)品是引起貿(mào)易逆差的主要原因，從中國與東亞的貿(mào)易格局來看，兩者之間存在著明顯的垂直專業(yè)化分工現(xiàn)象，這主要是由于東亞不同梯次的經(jīng)濟發(fā)展水平和毗鄰的地理位置造成的。

4.1 實施自主創(chuàng)新戰(zhàn)略，提升中國在東亞區(qū)域垂直專業(yè)化分工地位

中國在融入?yún)^(qū)域垂直專業(yè)化生產(chǎn)過程中取得了顯著成績，但總體上來說，中國參與區(qū)域分工的方式主要還是單純依賴廉價的勞動力優(yōu)勢，這不僅加劇了中國與東亞地區(qū)的貿(mào)易逆差，還加劇了中國和發(fā)達國家之間的貿(mào)易摩擦。因此，應當在垂直?；a(chǎn)中重新審視生產(chǎn)要素的發(fā)展，生產(chǎn)要素更應該包括符合知識結構和后發(fā)優(yōu)勢的因素，如信息、創(chuàng)新能力和制度等要素。雖然中國勞動力優(yōu)勢在將來的一段時間內(nèi)可能會得以保持，但中國不能局限于此，應當提高國家整體教育水平、加大國內(nèi)研發(fā)投入、建立創(chuàng)新激勵機制等，提高要素的核心競爭力，實現(xiàn)中國在東亞地區(qū)分工地位的提升。

4.2 開展多渠道多層次的中國與東亞地區(qū)間的分工協(xié)作

由于東亞區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平以及經(jīng)濟結構存在顯著差別，中國與東亞地區(qū)可以結合相互間的貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀，從本地區(qū)的多樣化出發(fā)，在發(fā)展產(chǎn)業(yè)間垂直分工合作的同時可以在經(jīng)濟發(fā)展水平以及產(chǎn)業(yè)結構相似的國家和地區(qū)間實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)的水平分工，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)新的水平型網(wǎng)絡化的國際分工。

4.3 加強區(qū)域合作，減少最終產(chǎn)品的區(qū)外依賴性

通過建立區(qū)域內(nèi)雙邊和多邊FTA、CEP(全面經(jīng)濟伙伴關系)等形式積極拓展區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟聯(lián)系，加強同東亞各國、各地區(qū)的貿(mào)易關系，充分發(fā)揮“市場提供者”的潛力。通過削減各國之間的關稅壁壘和非關稅壁壘來推進區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展，不僅能實現(xiàn)“貿(mào)易創(chuàng)造”效應，而且能增加最終產(chǎn)品的需求潛力，減少中國與西方發(fā)達國家之間的貿(mào)易摩擦。然而，盡管中日韓三國之間互補性較強，各方面的聯(lián)系也比較強，但政治上一些分歧導致三國經(jīng)濟一體化進程十分緩慢。因此，中國應當積極倡導各方正確對待歷史，放眼未來，加快東亞經(jīng)濟一體化組織進程的快速發(fā)展。

［1］尹翔碩，王領.中美貿(mào)易不平衡中的東亞因素［J］.亞太經(jīng)濟，2004(1):33－37.

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