導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇進口貿易數據，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

(一) 紡織服裝出口率先“回暖”

世界金融危機重創世界經濟,2008年11月至2009年2月世界貿易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進出口貿易與世界大多數國家一樣嚴重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿易進出口、出口、進口的最大跌幅分別為-29.1%、-25.7%、-43.1%個百分點,隨后的3-8月份間在底部低徘徊,9月以后開始回升,同比降幅收窄,全年進出口、出口、進口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個百分點,結果好于預期,為中國GDP增長8.7%、為世界經濟復蘇做出了較大的貢獻。我們從分月統計中發現,在世界貿易極為困難的2009年元月份,我國紡織服裝進口隨市場下跌了36.5個百分點,而出口卻逆勢飛揚,同比只下降了0.7個百分點,給“冰冷”的市場帶來了一絲“春意”,讓世人看到了復蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國紡織服裝進出口同比指標“二次探底”又回跌到兩位數,但到12月份出口、進口、進出口同比增長全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進出、進出口較之2008年分別下降了9.9%、9.8%和9.3%,但卻比全國貨物貿易全年出口、進出、進出口同比負增長分別減少了6.2%、1.9%和4.1%個百分點,全年紡織服裝出口額達到1670.6億美元,出口貿易依存程度達到3.4%,也就是說2009年的GDP的3.4%是通過紡織服裝出口實現的。

(二)紡織服裝呈現“高出低進”態勢

紡織服裝是我國重要的工業,也是我國對外開放最早、最多利用外資的產業,通過引進技術,我國紡織服裝工業的比較優勢凸顯,并通過轉變對外貿易增長方式,國際競爭優勢越來越明顯。從表1可知,2009年我國紡織服裝進出口貿易總額是1838.9億美元,占全國貨物貿易比重為8.3%,其中出口高達1670.7億美元,占全國貨物出口貿易的13.9%;進口僅為168.2億美元,占全國貨物進口貿易比重的1.7%;貿易順差為1502.5億美元,雖然比2008年1666.8億美元下降了164.3億美元,但約占全國2009年貿易順差1960.6億美元的76.6%,這也就是說僅占8.3%的紡織服裝貿易卻創造了接近4/5的貿易順差價值。我國紡織服裝呈現“高出低進”態勢是由于產業的國際競爭力所決定的。在世界上通常用某一產業的貿易差額與某一產業的進出口貿易額的比率所表示的國際競爭力指數,也叫TC指數,若指數為負值,表明該類商品為凈進口,不具備國際競爭力;若指數為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強的國際競爭力。經過計算,我國2009年紡織服裝TC指數為0.82,昭示我國的紡織服裝在國際市場上繼續保持極強的國際競爭力,進一步確立我國世界上最大的紡織服裝生產大國和出口國的地位。

二、紡織品服裝出口貿易方式在改善

(一)一般貿易快速發展

我國的紡織服裝出口由來已久,但快速發展則得益于對外開放政策,我國抓住了20世紀80、90年代世界產業結構調整的機遇,“大進大出”、“兩頭在外”,通過“三來一補”,積極利用分工參與國際市場交換,大力發展加工貿易,我國紡織服裝出口貿易進入蓬勃發展、全面提速的時代。 1994年出口貿易額達到342.2億美元成為世界上最大的紡織品出口國;2008年出口達到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創下我國紡織服裝出口新高。但其間我國紡織服裝在國際市場頻頻遭遇反傾銷、反補貼和技術壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會責任的困擾,成為貿易保護主義貿易的重災區。因此,我國紡織品服裝貿易亟待轉變貿易增長方式,大力發展一般貿易。從上表可以看出兩點:一是紡織服裝進出口一般貿易率的同比增長,進口10.34%、出口-5.83%、進出口貿易-5.43%,明顯好于我國貨物貿易的一般貿易率,2009年我國貨物貿易一般貿易率進口、出口、進出口同比增長分別是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年紡織服裝出口、進口、進出口總額中的一般貿易的比重分別是72%、24%、68%,分別比2008年提高了3%、4%和4%。這說明我國轉變貿易增長方式從擴大一般貿易開始突圍并取得了較好的成效。

(二)加工貿易降幅較大

2006年9月14日財政部、國家發展改革委員會、商務部、海關總署、國家稅務總局等五部委聯合《關于調整部分商品出口退稅率和增補加工貿易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿易過快增長。從表3可以看出三點:一是我國2009年加工貿易的紡織服裝進出口、出口、進口的較之2008年有兩位數的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿易和紡織服裝一般貿易的降幅,說明我國紡織服裝貿易應對金融危機調整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿易的進出口、出口同比是正增長,而2009年進料加工進出口、出口同比下降了12.2%,來料加工進出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說明我國調整紡織服裝加工貿易的力度在加大。三是來料加工和進料加工同屬加工貿易,我國紡織服裝來料加工進出口、出口、進口的同比降幅大于自營業務的進料加工分別是7.03、7.51和6.92個百分點,彰顯我國調整貿易方式是有序的。

三、紡織服裝出口的產品結構在優化

(一)紡織服裝出口的增速放緩

我國要優化紡織服裝出口產品結構,需要適當減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當減少OEM服裝出口,增加OBM服裝、高附加值服裝出口的比重。從表4可知,一是2009年我國紡織服裝出口總額是16707178.8萬美元,其中紡織品出口5999223.7萬美元,約占36%,服裝出口總額是10707955.1萬美元,約占64%,紡織與服裝的比值為3.6:6.4,出口產品結構與2008年持平,沒有明顯的改善。二是2009年就紡織品大類而言,紗線出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服裝大類而言,針織服裝下降幅度最大,其他服裝下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服裝保持了11.22%的正增長。這種走勢基本符合國家的紡織服裝調整與振興政策。三是就服裝分類產品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數量同比下降41.7%,出口金額下降34.7%;針織服裝中化纖針織服裝降幅最小,出口數量同比下降5.52%,出口金額同比微升0.07%。梭織服裝中絲制梭織服裝降幅最大,出口數量和出口金額同比分別下降20.96%和20.83%;棉制梭織服裝降幅最小,出口數量和出口金額同比分別下降6.85%和6.21%。毛皮革服裝中皮革服裝出口數量和出口金額同比分別下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服裝逆市強勁上升,出口數量和出口金額同比分別上升15.53%和138.93%。

(二)紡織服裝出口的均價偏低

我國紡織服裝出口不僅要率先恢復貿易增長,還要努力實現由數量增長向質量效益增長的轉型。2009我國紡織服裝出口的價量關系憂喜參半。一是從表4可知,紗線出口平均價格下跌4.93%,其中棉紗線平均每公斤的價格3.38美元,同比下跌6.25%;絲線平均每公斤的價格21.92美元,同比下跌12.31%;化學纖維紗線平均每公斤的價格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、動物毛紗線平均每公斤的價格20.39美元,同比微漲0.69%。面料也是量價齊跌,其中棉布平均每米價格1.18美元,同比下跌8.45%;絲機織物平均每米價格2.92美元,同比下跌9.42%;化纖織物平均每米價格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛動物毛機織物平均每米價格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、無紡織物等紡織制成品的價格也有不同程度的下降。二是服裝出口與紡織品不同,大體上呈現量減價升態勢。針織服裝價格平均同比增長2.3%,其中增幅最大的是絲制針織服裝,平均每件套價格是10.87美元,同比增加11.85%;化纖針織服裝每件套平均價格增加5.78%、棉制針織服裝微漲0.35%、但毛制針織服裝卻下降了7.13%,梭織服裝平均價格增長1.69%。毛皮革服裝價格憂喜參半,每件套平均出口成交價格是65.74美元,同比增長28.13%,其中毛皮服裝、皮革服裝價格分別是267.18、41.52美元,同比增長分別是106.81%和-6.65%。由此看來,我國是服裝生產大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價格雖然出現了微升的良好態勢,但總體上還是“為他人作嫁衣裳”。

四、紡織服裝的出口市場在擴大

(一) 紡織服裝出口的洲際市場

篇2

中圖分類號：F752.6 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）04-0016-02

一、引言及文獻述評

長期以來，就業問題一直是經濟社會發展所關注的重點問題，伴隨著近年來中國人口紅利的逐步消退，勞動力市場突顯“用工荒”與“就業難”并存的結構性失衡現象，探究勞動力需求和結構扭曲等問題的解決途徑成為相關研究領域的熱點話題。在促進和改善就業問題的研究中，對外貿易始終扮演著重要的角色，而現有大量理論與經驗研究均系統分析了出口貿易對于國內就業規模和結構改善的促進作用，分別從國家、行業、企業及個體等層面論證了出口、貿易自由化等對于就業增長的作用機制（周申等，2007；盛斌和馬濤，2008；Brown，2012等）指出出口貿易增加了不同職業的勞動需求，有利于促進就業增長及技能和性別結構的改善，且隨著貿易自由化程度的提高，貿易自由化可以通過拉動經濟增長有效促進服務業與農業部門的就業增長加快，在少數基于企業層面數據、研究企業就業變化的文獻中，梁永強（2010）發現企業層面FDI流入對就業水平促進作用并不明顯；戴覓等（2013）利用企業數據研究匯率變動對中國制造業就業的影響，發現人民幣匯率變動會通過出口收益渠道和進口成本渠道影響就業水平；席艷樂等（2015a，2015b）分別利用關稅數據與投入產出表數據，研究企業就業的二元邊際及企業勞動力需求彈性的變動，發現貿易自由化促使了低生產率企業的就業損失和高生產率企業的就業創造。

然而美中不足的是，已有研究大多著眼于出口貿易層面，對于進口貿易的相關探討略顯不足。事實上，作為影響就業問題的一個重要方面，進口對就業的貢獻和重要意義同樣是功不可沒。加入WTO以來中國進口貿易迅猛發展、規模不斷擴大，進口貿易總額13年內從2千億美元增長到1.95萬億美元，占據了貿易總量的45.6%。同時，隨著進口貿易的迅猛發展和國際垂直化分工的深化，中間投入品進口占比亦呈上升趨勢。雖然現有文獻在研究方法和研究視角方面予本文以較多的啟示和借鑒，但是有關于進口貿易與就業關系的探討、基于企業異質性假說細化到企業層面的相關研究更為匱乏，并且缺少對進口貿易的種類、規模、強度以及企業就業數量的多層次、多維度劃分，進而也缺乏針對進口貿易作用于企業就業的系統研究。

基于上述理論與現實背景，本文立足于2000-2006年的中國企業面板數據，采用面板固定效應（Fixed Effects，FE）模型，系統研究企業是否進口及其進口規模、產品種類、進口來源國等異質性特征對于就業增長的影響，最終結合實證結論，為更進一步改善就業、促進貿易政策的調整與改善提出相關對策建議?？傮w而言，相較于現有文獻，本文在拓展研究視角及方法改進方面有了一定進步，首次將進口貿易與企業就業結合起來，基于貿易強度、貿易伙伴國特征等一系列進口差異化特征的拓展分析，對于更進一步分析進口影響企業就業的作用機理分析更為明朗，綜合運用綜合固定效應模型的估計也使得本文的研究結論更為穩健可靠。

二、計量模型與方法

本文主要參考戴覓等（2013）的研究思路，構造本文的計量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）

其中，因變量EMPit為企業i在時期t的就業增長率，反映企業就業規模的變動情況，根據企業在特定時期的雇員人數的對數差分得到；自變量Impit為企業是否進口的二值變量，取值為1則該年實施了進口，可揭示進口貿易行為對企業就業增長的作用方向，反之為0；為衡量部分企業在參與進口貿易的同時所采取的出口行為是否對其就業產生了顯著影響，本文引入是否出口的虛擬變量，取值為1時表示該企業既被觀測到了進動，又有出口行為，反之為0。Xit中包括了企業在貿易強度、進口產品種類、進口來源國數量以及進口貿易伙伴國等方面的特征，產品種類根據細分的HS-6位產品編碼進行劃分得到，進口來源國數量基于細分產品層面上的貿易特征統計得到；Yit囊括了企業層面其他影響就業規模的指標，如企業年齡、平均工資、企業規模、人均工業增加值等，其中規模指標即為企業的人均產出，μit為隨機干擾項。

具體地，本文在后續實證分析中使用混合面板OLS、面板固定效應以及面板隨機效應三種模型對上式進行估計，最終根據Hausman檢驗結果選擇最優的估計方法。

三、數據來源與描述性統計

本文采用的數據均源自中國工業企業數據庫與中國海關統計數據庫匹配后的數據樣本，企業特征方面的指標由中國工業企業數據庫提供，企業貿易活動相關特征源于中國海關統計數據庫，貿易伙伴國收入水平的劃分源自世界銀行數據庫。本文采用兩個大型數據庫相匹配之后得到的嵌套面板數據，具體匹配方法參照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企業“電話號碼+郵編”、企業名稱兩種方法相結合的匹配法，最終得到時間跨度為7年、囊括158478家企業、447932個樣本的數據集。

表1列示了主要變量的描述性統計特征，較大的企業就業規模充分表明了企業作為吸納就業主體的重要作用。而企業平均年齡在十年左右，人均工資接近一千六百元，企業產出規模和人均增加值、全要素生產率指標表明了企業整體的績效狀況，且企業平均進口2種產品，企業進口來源國最多達六十三個，但進口額占企業銷售額的比重相對較低。與此同時，本文也可通過各種收入水平的國家的進口強度看出，中國的進口仍集中于中高收入國家，從低收入水平國家進口較少，進口貿易仍依賴于特定的市場。

四、實證分析結果

根據估計方程式（1），觀察可知OLS方法、FE和RE方法下的系數顯著性與符號大致相似，同時Hausman檢驗顯示采用固定效模型進行估計的結果更優，因此本文主要報告雙向固定效應結果下的實證結論。

表2為通過逐漸增加回歸變量進行分析的結果。具體地，第一列直觀考察了進口對異質性企業就業的影響，企業參與進口貿易的行為能夠顯著促進企業就業增長，相比不進口的企業能夠有4%左右的就業增長，這與其是否參與出口的特征相類似。與此同時，企業特征方面可以看出，企業年齡越大、經營時間越長，便能夠擁有越穩定的企業表現和績效狀況，從而促使就業規模緩慢擴大；生產率更高的企業通常在貿易活動中變現越為突出，也有著顯著為正的就業效應；而工資與就業、人均增加值與就業之間顯著的負相關關系，說明就業規模的擴張將會導致產出遞減、真實工資降低，反之亦然。

更進一步，僅考慮“貿易狀態”是遠遠不夠的，為了區別企業在貿易規模、貿易強度方面的特征，在第（2）列分析中納入企業的進口強度等指標。結果表明，上述指標的顯著性和數值均較少受到影響，一定程度上證明了本文選擇固定效應模型的無偏有效性。進口來源國的數量與就業增長之間呈現顯著的正相關關系，或許因為企業執行“市場多元化”戰略之后，更多的產品進口來源國能夠顯著降低對特定國家產品進口的依賴性，從而降低和分散企業受到國際市場的沖擊如匯率變動、貿易政策改變等風險而引致的就業波動，促進企業就業增長；而進口產品種類的增多能夠促進就業增加，說明企業產品生產選擇的多元化，體現了企業參與國際生產與分工的程度的不斷加深以及企業在全球價值鏈環節中的重要性的提升；企業進口強度與企業就業增長呈現顯著的負相關，這可能是伴隨著當前產品內分工貿易的深化發展，進口強度尤其是進口中間投入品強度的提升將會一定程度上加深企業對于國際市場的依賴程度，從而加大其對于企業的勞動力需求變動及應對市場變化的影響，最終多種因素的綜合作用導致進口強度削弱了企業的就業增長。

表2 面板固定效應模型估計結果

此外，收入水平是影響雙邊貿易成本的重要因素之一，鑒于進口貿易企業對于國際市場的依賴程度較大，因而對于貿易伙伴國收入水平、匯率變動風險等因素較為敏感，因而本文第（3）列引入貿易強度和貿易伙伴國收入水平劃分的一系列特征，結果顯示：中國從中高等收入水平國家的進口對就業增長產生了顯著的抑制效果，而低收入水平國家的進口對就業的影響不顯著。其他因素不變的情況下，中高收入水平國家顯著為負，這可能是因為當前中國尚處于全球價值鏈分工的中低端環節，而貿易伙伴中基于中高收入水平國家的進口將會對國內市場產生顯著的替代效應，從而減少相對勞動需求、抑制就業增長。伴隨開放經濟條件下中國貿易伙伴分布范圍的擴大、對特定市場依賴程度的降低，同時更多“南南合作”的展開，必將對企業國際市場開拓和經營水平的提升產生重要影響。最后，列（4）為本文所進行的穩健性檢驗。觀察可知，綜合考慮各種影響因素和作用渠道之后，借鑒多數文獻的做法，基于關鍵變量替換的視角，進行回歸檢驗，結果發現所有指標的符號和顯著性均與初始結果保持了一致性，論證了本文實證分析的穩健可靠。

五、結論與對策建議

本文在企業異質性理論框架下，深層分析了進口貿易對企業就業的影響，發現參與進口貿易對企業的就業增長產生了顯著的促進效應，且伴隨著企業進口產品種類與市場的多元化，這種促進效應仍顯著存在。同時，相較于不參與貿易的企業，進口企業的一系列績效狀況也對就業產生了顯著影響，而參與進口的同時兼有出口行為也能夠推動企業就業的增長。而基于貿易伙伴國的拓展指出，從中高收入水平國家進口的替代效應對于企業就業產生了一定的抑制效應，而從低收入國家的進口強度的大小對企業就業的影響并不明顯。

綜上所述，基于雙向固定效應模型的經驗分析具有重要的理論與現實意義，同時也為宏觀貿易政策的制定與調整指出了方向。一方面，“穩出口、促進口”政策的實施，顯然為促進企業參與進口貿易、充分發揮進口對于就業和經濟增長的貢獻打開了一扇門，從穩定就業的角度來看，把握進出口貿易的平衡點仍會是未來中長期政策調整的方向和重點所在。另一方面，本文有關于企業結構、企業年齡、企業參與進口貿易對就業的差異化影響，也為企業未來的發展提供了可供參考的借鑒，有助于企業自身的創新水平和管理能力的提升、管理機制的完善，同時也為企業實現穩定持續經營提供了思路。與此同時，對于企業在進口貿易活動中進口產品種類、貿易伙伴數以及如何選擇貿易伙伴等問題，本文也從微觀視角提供了可供參考的借鑒，企業更應重視貿易結構的調整與優化。

參考文獻：

[1] 盛 斌，馬 濤.中間產品貿易對中國勞動力需求變化的影響：基于工業部門動態面板數據的分析[J].世界經濟，2008（3）：12-20.

[2] 喻美辭.工業品貿易對中國工業行業人口就業的影響――基于34個工業行業面板數據的實證分析[J].中國人口科學，2008（4）：22-29.

篇3

[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]

2095-3283（2013）03-0018-03

作者簡介：郜志雄（1967-），男，寧波工程學院經濟與管理學院，博士，碩士生導師，研究方向：跨國公司與外國直接投資；郭（1970-），男，寧波工程學院理學院，博士，研究方向：國際金融與投資；李秀娥（1983-），女，山東人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院博士候選人，英國利茲大學訪問學生，研究方向：跨國公司與外國直接投資。

基金項目：寧波工程學院校級科研項目和教育部人文社會科學重點研究基地2009年度重大項目（2009JJD790006）的階段性研究成果。

一、前言

自1993年成為石油凈進口國以來，中國石油對外依存度逐年提高，1993年僅為71%，2011年達到565%，這意味著中國一半以上的石油消費量來自國外。獲取海外原油需要國家進行能源外交，需憑借一個國家的軟實力來實現，但原油獲取的根本渠道和最終實現形式是對產油國的直接投資或與產油國實現雙邊或多邊經貿合作?！笆濉逼陂g，中國海外投資的實際功效不僅要講企業的實際經營效益，還要把進口中國所需資源和擴大中國海外市場作為戰略目標（裴長洪，2011）。為了研究近年來中國的對外直接投資（OFDI）以及雙邊貿易對中國原油進口量產生的影響，本文選取2003―2010年中國對24個主要進口原油來源國的OFDI流量、OFDI存量、進出口貿易聯系和原油進口量作為研究變量，實證檢驗中國OFDI、進出口貿易對原油進口的影響。首先，計算中國與這24個國家的貨物進口貿易結合度、出口貿易結合度，并檢驗各變量的平穩性。其次，運用面板數據的變截距模型和變系數模型，分析FDI存量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響以及FDI流量、貿易結合度對原油進口量的靜態影響；其后，建立VAR模型，檢驗FDI流量、FDI存量、貿易結合度和原油進口量的滯后期對當期原油進口量的動態影響。

二、數據來源與雙邊貿易結合度的計算

1數據來源

2003―2010年中國原油進口量（JK）的數據來自《國際石油經濟》。中國在24個主要原油進口國的FDI流量（Flow）和FDI存量（Stock）的數據來自商務部、統計局和外匯管理局聯合的《2010年度中國對外直接投資統計公報》（2011）。2003―2008年中國與24國的雙邊貿易額數據來自IMF主編的Direction of Trade Statistics Yearbook（2005―2009）；2009年和2010年的數據來自《國際貿易》（其中伊拉克的數據來自UN comtrade；其他數據來自WTO數據庫）。

對上述的原油進口量、FDI流量和FDI存量取對數，即這3個變量為Lflow、Lstock和Ljk。

2進口、出口貿易結合度的計算

本文選取貿易結合度指數表示中國與24個原油進口國之間的貿易聯系。貿易結合度指數最早是由經濟學家布朗提出，后經小島清、德拉斯戴爾和山澤逸平等學者完善，它是指一經濟體對某一個貿易伙伴的出口（進口）占該經濟體出口（進口）總額的比重與該貿易伙伴進口（出口）總額占世界進口（出口）總額的比重之比，該比值反映了兩經濟體貿易相互依存的程度。貿易結合度以1為平均值，數值越大，兩經濟體的貿易聯系越緊密；數值越小則貿易聯系越松散。

按照貿易結合度的計算公式，可計算出中國對24個主要進口原油來源國的貨物出口結合度（ETCD）和進口結合度（ITCD）。

三、中國OFDI、雙邊貿易對原油進口量影響的實證分析

1變量的平穩性檢驗

時間序列或面板數據的平穩性通常通過單位根檢驗來判斷。對于面板數據單位根的檢驗，Levin and Lin（1993）、Im et al（1997）和 Breitung（2000）分別提出LLC 法、IPS法和Breitung 法，Maddala and Wu（1999）提出了ADF-Fisher和PP-Fisher法。LLC 、Breitung的原假設是各截面序列具有一個相同的單位根，IPS、ADF和PP檢驗的原假設是假定各截面序列具有不同的單位根過程。本文采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher 5種方法對面板數據的單位根進行檢驗，當檢驗結果不一致時，若前兩種檢驗、后三種檢驗結果中各有一個拒絕原假設，本文即認為被檢驗序列為平穩序列。據此，運用Eviews60軟件檢驗，可以判定：在5%的顯著水平下，Lstock、Lflow、Ljk、ETCD和ITCD都是平穩序列（見表1）。

2FDI存量、雙邊貿易關系對進口量的靜態影響

把Lstock、ETCD、ITCD作為自變量，Ljk為因變量，建立計量經濟學模型檢驗中國OFDI存量、貨物進口結合度和貨物出口結合度對原油進口量的影響。利用Eviews60對上述模型進行Hausman檢驗，回歸結果拒絕原假設，應選擇固定效應模型。固定效應模型包括變截距模型和變系數模型。通過變截距模型全面分析FDI存量、ETCD、ITCD對原油進口量的影響情況，運用變系數模型來討論國別之間影響的差異。

變截距模型的回歸結果表明：在1%顯著水平下，中國的OFDI存量對原油進口量的影響效果顯著；10%顯著水平下，出口貿易緊密程度與原油進口量是負相關，影響顯著；進口貿易結合度的影響則不顯著（見表2）。

變系數模型的回歸結果顯示：在1%顯著水平下，中國在哈薩克斯坦、巴西和馬來西亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞、伊拉克、澳大利亞和尼日利亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與科威特和馬來西亞進口貿易聯系對原油進口有顯著影響；在5%顯著水平下，中國在澳大利亞、阿爾及利亞的FDI存量對原油進口量的影響顯著，中國與巴西、馬來西亞出口貿易聯系對原油進口量的影響顯著，中國與阿爾及利亞進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；在10%顯著水平下，中國在安哥拉、委內瑞拉、尼日利亞的FDI存量對原油進口量的影響也非常顯著，中國與越南的出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，中國與哈薩克斯坦進口貿易聯系對原油進口有顯著影響，在其余國家的FDI存量對原油進口的影響不顯著。其中，在馬來西亞與尼日利亞的FDI存量與原油進口量之間呈負相關，巴西、利比亞、澳大利亞的出口貿易聯系與原油進口量之間顯著負相關（見表3）。

對上述變截距模型和變系數模型的回歸殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”現象（見表3）。

3FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的靜態影響

以原油進口量為因變量，FDI流量、出口結合度和進口結合度為解釋變量分別建立固定效應變截距模型和變系數模型。變截距模型的檢驗結果表明，在1%、5%的顯著水平下，FDI流量、出口貿易聯系對原油進口量有顯著影響，但出口貿易聯系與進口量之間負相關（見表4）。

變系數模型的實證檢驗結果表明，5%顯著水平下，在哈薩克斯坦和巴西的FDI流量對原油進口量的影響顯著，中國與利比亞和澳大利亞的出口貿易聯系對原油進口量有顯著負向影響，中國與馬來西亞、阿爾及利亞的進口貿易聯系對原油進口量有顯著影響；10%顯著水平下，在越南的FDI流量對原油進口量呈負向關系，統計結果顯著?；貧w后對殘差進行面板數據的單位根檢驗，結果表明殘差序列是平穩數列，回歸中不存在“偽回歸”。

4FDI流量、雙邊貿易關系對原油進口量的動態影響

分別以Ljk、Lflow、ETCD、ITCD和Ljk、Lstock、ETCD、ITCD為內生變量，建立兩個向量自回歸模型（VAR模型）。根據AIC準則，將模型的滯后階數P確定為1。回歸結果表明，原油進口量的滯后一期對當期原油進口量有正向影響且顯著，FDI存量滯后一期、FDI流量的滯后一期對當期原油進口量有負向顯著影響，而進口結合度和出口結合度的滯后期對當期原油進口量影響不顯著。

四、結論與建議

從靜態角度看，2003年以來，中國的OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響作用存在明顯差異。總體看，中國的OFDI流量和存量在一定程度上對中國原油的進口有顯著的促進作用，中國與進口原油來源國的出口貿易聯系對原油進口沒有明顯促進作用，而進口貿易聯系的影響不顯著。就國別而言，中國OFDI、雙邊貿易聯系對原油進口的影響效果不同，可分為七種：FDI流量與存量雙促進作用（如哈薩克斯坦、巴西）、FDI存量促進作用（如安哥拉、委內瑞拉、澳大利亞和阿爾及利亞）、雙邊貿易促進作用（如馬來西亞）、進口貿易促進作用（如阿爾及利亞）、貿易阻礙作用（如澳大利亞、利比亞）、貿易影響模糊（如哈薩克斯坦、伊拉克、科威特、尼日利亞和越南）和沒有影響（其余國家）。從動態影響效果看，原油進口量主要是前期產生的，前期FDI存量與流量對原油進口沒有促進作用，前期貨物貿易聯系的影響甚微。

基于FDI、雙邊貿易關系對原油進口量的不同影響效果，從投資角度來看，中國應進一步發揮FDI的促進作用，加大對原油生產國的投資以穩固原油進口量。據統計，2011年中國OFDI流量的627%流向中國香港、英屬維爾京群島和開曼群島，而流向蘇丹的僅占12%。因此，中國需要通過發放優惠貸款等措施引導中國企業增大在產油國的投資，既可以促進中國原油的進口，也可把過剩的外匯儲備轉變為石油資源。從貿易角度而言，一要鞏固與擴大原油的進口量，二是基于與產油國貨物貿易的現狀，調整國別間的貿易發展方式，逐步優化商品貿易結構。

[參考文獻]

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［中圖分類號］F742［文獻標識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)03-0023-03

作者簡介：孫銘，女，漢族，湖北武漢人，湖北大學商學院講師，經濟學博士生，研究方向：國際貿易政策。一、引言

反傾銷、反補貼和保障措施歷來是各國習慣采用的三種主要貿易救濟措施。長期以來，反傾銷作為一種貿易保護手段，得到了世貿組織的認可，成為維護“公平貿易”的最主要武器，是各國使用頻率最高的貿易救濟措施。但自從1995年WTO《補貼與反補貼措施協定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures簡稱《SCM協定》)生效以來，各國在國際貿易中提起反補貼調查并采取反補貼措施的情況越來越多。近年來，受國際金融危機的影響，國際貿易保護主義有重新抬頭的跡象，世界各國間的貿易摩擦愈演愈烈，反補貼逐漸成為新的熱點。

圖1列出了1993—2009年間立案的國際反補貼案件數量變化。WTO成立之后，反補貼案件數有所下降。但自1996開始，反補貼案件數逐年上升，并于1999年到達頂峰，高達41起。其后反補貼案件數呈波動下降的趨勢。然而，2005—2009年間，案件數又逐年上升。相對于世界上各國進行立案的反傾銷案件而言，反補貼的案件雖然比較少，但是該救濟措施究竟會產生什么樣的貿易效應，以及程度有多大，仍然值得研究。

圖11993—2009年國際反補貼案件數量的變化

資料來源：根據WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數據整理。二、相關文獻綜述

國內外學者對反補貼問題的研究從未間斷，但反補貼的貿易效應問題較少受到關注。從現有的國外研究來看，有一些學者對反補貼的實施效果進行了實證研究。Yu-Ter Wang(2005)等學者對反補貼的貿易限制效應持否定觀點。與此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分別利用CGE(可計算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型認為反補貼是限制貿易的重要手段之一。國內研究方面，目前只有少數學者對反補貼的經濟效應進行了初步的研究，如鄒琪等(2006)的研究認為反補貼會給社會經濟福利造成損失。鑒于反補貼具有和反傾銷類似的歧視性，在對反補貼貿易效應進行研究時可以借鑒反傾銷的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各國對墨西哥進行反傾銷的面板數據為例，得出結論：對發展中國家征收反傾銷稅的申訴國不存在貿易轉移效應，但存在貿易限制效應。Prusa(1999)利用美國1980—1994年對外反補貼數據，證明美國的反傾銷措施從很大程度上扭曲了其貿易模式，導致進口額下降30%～50%。與此同時，Konings (2001)則發現，歐盟在1985—1990年間發起的反傾銷并未產生貿易轉移效應。馮宗憲、向洪金(2009)利用2002—2007年歐美國家對華紡織品案例的月度數據，考察了歐美對華反傾銷的貿易破壞效應、貿易轉移效應的存在和大小。

總體上看，由于統計數據的缺乏，國內外對于反補貼貿易效應的實證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統計資料來看，1993—2009年間的國際反補貼案件累計已接近300件，這為目前的實證研究提供了充足的數據基礎。與此同時，關于反傾銷的經驗研究在計量方法上有了很大發展，這為反補貼貿易效應的實證研究提供了一定的技術支持。本文將根據1993—2007年立案的反補貼案件數據，對反補貼貿易效應進行實證研究。

三、實證模型與數據說明

為了衡量反補貼的貿易效應，本文結合反補貼案件和6位HS編碼產品的貿易數據，構建了一個包含時間序列和截面的面板數據集，以考察1993—2007年立案的反補貼的貿易效應。首先通過考察反補貼對被訴國進口貿易額的影響，來判斷反補貼立案是否會產生貿易破壞效應。其次通過從被訴國進口比例的變化來考察反補貼是否會產生貿易轉移效應。

本文的回歸模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基礎上構建，采用以下的半對數線性回歸方程：

ln(Importijt)=αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)

其中，被解釋變量ln(Importijt）表示i國在t期從j國對某產品的進口額。ln(Importijt-1）是被解釋變量的滯后一期值，這是由于貿易的滯后值是會影響到當前的貿易。t規范為t=0表示反補貼立案的年份，因此，t= -1表示立案前一年，t=+1表示立案后一年，以此類推。虛擬變量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1)，肯定結案方式的影響，若反補貼立案后第一年為肯定結案，則取值為1，其他為0；同理，AFFijt+2在 t=+2時取值為1，其他為0；若立案后第一年為否定結案，則NEGijt+1在t=+1期其取值為1，其他為0；同理，NEGijt+2在t=+2時取值為1，其他為0。ηij度量的是各截面單元的個體差異，uijt為隨機擾動項。根據經濟學原理，在反補貼立案前，被訴國對申訴國進口的大幅增長會導致反補貼調查；反補貼措施會限制申訴國從被訴國的進口，即存在貿易限制效應；反補貼會導致涉案產品的進口從被訴國轉移到非被訴國，即存在貿易轉移效應。因此，該模型中解釋變量滯后項的預期符號為正數，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預期符號為負數，NEGijt+1和NEGijt+2的預期符號可能為正，也可能為負。

由于該回歸中包含被解釋變量的滯后項，會導致內生性問題，若用標準的隨機效應或者固定效應進行估計，必將導致參數估計的非一致性，進而基于估計結果所產生的經濟含義也必定是扭曲的。為了解決該問題，本文采用Arellano and Bond(1991)，Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(廣義距)估計法。對方程(1)進行一階差分之后，動態面板模型可以表示為：

孫銘:反補貼措施的貿易效應——基于動態面板數據模型的實證分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)

GMM估計法運用滯后期和差分作為工具變量所產生的估計和檢驗具有一致性和穩健性，進而基于估計和檢驗結論所產生的經濟學意義將有力地揭示反補貼的貿易效應。

本文的研究對象為1993—2007年間立案的反補貼案件，這些案件是根據WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數據整理出來的，包括11個進行反補貼立案的國家和地區(美國，歐盟，加拿大，墨西哥，澳大利亞，巴西，智利，阿根廷，委內瑞拉，哥斯達黎加和秘魯)，涉及共40個國家和地區，累計188起案件。每個案件的數據包括立案前后2年的貿易數據，這些數據是從聯合國Comtrade數據庫搜集而來，涵蓋了1991—2009年各國或地區從別國進口涉案產品(6位HS編碼的細分產品)的數據。對于包含一個以上產品編碼的案件，本文將所有產品編碼下的進口額數據匯總，以得到每個案件的進口額數據。

四、實證結果及分析

(一)反補貼的貿易限制效應

用GMM估計法對動態面板模型進行估計的結果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數為0.402，表明進口國在上年度進口的變化會導致本年度的進口同向變化，即上年度進口每增加1%，則本年度的進口會增加約0.402%。虛擬變量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系數估計值都為負，這表明，不管最后是以肯定還是否定方式結案，反補貼都會導致申訴國對該產品的進口減少，具有一定的貿易限制效應，這與預期效果是一致的，只是針對不同結案方式，減少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1）變量不同的是，這幾個虛擬變量值必須轉換成表1第三列的形式。結果表明，在肯定結案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進口在第一年下降了約30%，第二年下降了約44%。而否定結案的情況下，進口額的年均下降幅度均在10%以內，且在時序上呈逐步減少的趨勢。

表1反補貼的貿易限制效應和貿易轉移效應

貿易限制效應貿易轉移效應解釋變量(1)對應的被解釋變量

變動的實際百分比解釋變量(2)對應的被解釋變量

變動的實際百分比ln(Importijt-1)0.4022***(11.985)ln Shareijt-10.345***(25.203)AFFijt+1-0.368***(-3.102)-30.79%AFFijt+1-0.343***(-3.944)-29.03%AFFijt+2-0.5893***(-4.361)-44.53%AFFijt+2-0.582***(-4.462)-44.12%NEGijt+1-0.1030**(-1.370)-9.79%NEGijt+1-0.103(-1.560)-9.82%NEGijt+2-0.0349(-0.440)-3.44%NEGijt+2-0.092(-1.376)-8.77%樣本數937樣本數937J統計量50.2660J統計量37.5852注：各變量回歸系數后面的括號內為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(二)反補貼的貿易轉移效應

Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通過考察申訴國從非被訴國進口的變化來研究反傾銷的貿易轉移效應，但是，貿易額的相對值(即申訴國從被訴國對某產品的進口占其從世界對該產品總進口的比重)比絕對值更能揭示貿易轉移效應。本文在研究反補貼的貿易轉移效應時，將運用和Brenton(2001)提出的類似方法，將研究對象從非被訴國轉向被訴國，通過考察申訴國從被訴國對某產品的進口占其從世界對該產品總進口的比重來確定反補貼的貿易轉移效應。可構建類似的模型：

ln(Sharetijt)=αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)

其中，被解釋變量ln(Shareijt)表示i國在t期從j國對某產品的進口額占從世界對該產品進口額的比重。同樣的，運用GMM方法估計出的反補貼貿易轉移效應如表1(2)所示。在回歸結果中，各解釋變量的系數估計值都較為顯著，并且與預期的一致，這表明在肯定結案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進口在第一年下降了29.03%，第二年下降了約44.12%。而否定結案的情況下，進口額在第一年的下降幅度為9.82%，第二年為8.77%。顯然，反補貼立案會導致被訴國的進口比重下降，該趨勢在第二年有所增強，貿易轉移效應顯著。

五、結論與啟示

無論是衡量被訴國的進口額還是比重，肯定結案和否定結案均導致申訴國從被訴國的進口在其后兩年有所下降，其中肯定結案后的第二年下降的幅度更大，表明反補貼具有較大的貿易限制和貿易轉移效應。

上述結論也引發了相關思考。第一，隨著中國在世界經濟和貿易中的地位逐漸上升，在發展成為新興的工業和貿易大國的同時，中國也理所當然地成為了遭受國外反補貼申訴的主要目標國。雖然相較于反傾銷而言，外國對中國反補貼的運用開始得比較晚，但從2004年遭到國外第一例反補貼立案開始，至2009年底，累計已達到了37起，其中，已有19起案件被實施了反補貼措施。2004年，世界對中國反補貼案件占其對外反補貼案件總數的比重不到50%。但自2007年開始，該比重有所提高。2008年和2009年，超過一半的對外反補貼是針對中國展開的，國際對華反補貼形勢日趨嚴峻。因此，我國應該積極行動起來，通過出口市場多元化等途徑降低反補貼的貿易限制效應。第二，要關注反補貼的貿易轉移效應，該效應將有可能削弱我國進口競爭性產業的發展。如何在不違反WTO規則的前提下，適度保護我國進口競爭性產業，捍衛本國利益，將是今后研究的主題。第三，反補貼措施的貿易效應，還可以分行業或引入稅率等變量進行衡量做進一步研究。

［參考文獻］

［1］馮宗憲，向洪金．歐美對華反傾銷措施的貿易效應：理論與經驗研究［J］．世界經濟，2010(3):31-55．

［2］鄒琪等．反補貼與中國產業安全［M］．上海：上海財經大學出版社，2006．

［3］Brenton．P．．Anti-dumping Policies in the EU and Trade Diversion［J］．European Journal of Political Economy，2001(17): 593-607．

［4］Konings．J．,Vandenbussche．H．, Springael．L．．Import Diversion under European Antidumping Policy［J］．Journal of Industry，Competition and Trade，2001(1): 283- 299．

［5］Niels．G．and Kate A．ten．Antidumping policy in developing countries: Safety valve or obstacle to free trade? ［J］．European Journal of Political Economy，2006(22): 618–638．

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二、計量分析

采用eviews7．2中的pool模版處理隨機效應模型，具體結果如下：1．模型分析通過序列圖分析，單位根檢驗應該包含截距項和趨勢項，通過level檢測，在10％以及5％顯著水平下，變量均未通過LLC以及IPS檢驗，進一步進行一階差分檢驗，結果如表3所示。安徽省出口總量和外商直接投資沒有通過單位根檢驗，因為此模型已經取對數做線性化處理，故不通過檢驗的變量可以直接舍去，模型變化為①：lnMij，t＝β0＋β1lnYi，t＋β2lnYj，t＋β3lnCij，t＋β4lnDij，t＋β5lnht＋β6lndt＋vit－μit（3）在level水平下，變量均未通過IPS檢驗，同樣使用一階差分檢驗，變量通過單位根檢驗。根據上述檢驗結果，變量之間為同階單整關系，接下來進行變量的協整檢驗，建立的模型形式為：有常數項和時間趨勢，變量滯后階數為1。協整檢驗的零假設為不存在協整關系。本文采用Pedrom檢驗、Kao檢驗、Johansen檢驗三種方法，對面板數據之間的協整關系進行檢驗。除了Panelv－Statistic統計量p值為：0．0860，在10％顯著水平下才通過檢驗外，其余變量p值都接近于0。同時Granger檢驗中，p值均顯著低于5％，所以解釋變量是被解釋變量的Granger原因。在以上分析基礎上對面板數據進行計量分析，通過Hausman檢驗，得到p值為1．000，接受原假設，建立隨機效應模型。2．回歸結果解釋在回歸結果中，lnYj的系數為負，說明進口來源國家與地區經濟越發達，越不會向安徽省出口。Lnh系數結果不顯著，說明匯率對安徽省進口貿易影響甚微，因為安徽省與一些國家與地區有長期的合作關系，重點進口這類國家的可貿易物品，不開放的對外貿易環境使一部分國家不會向安徽出口；其次，安徽省的對外貿易受到政府調控的影響嚴重，進口主要集殊部門，這也佐證了前文安徽省進口物品用于消費不足2％的事實；最后，安徽省是內陸省份，運輸不便，構成對進口貿易的限制。雙邊貿易成本LnC結果顯著，而且符號為負，說明雙邊貿易成本成為制約安徽對外貿易發展的主要因素，安徽通往港口的運輸成本決定了貿易的數量和質量，這是一種隱形消耗，眾多的學者把這種成本看作價格的內生函數，如今把它們兩者區分開，成為下一階段研究的重點。

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一、引言

（一）研究背景

從20世紀80年代以來，我國的進出口貿易方式結構發生了明顯的變化。在出口貿易方式結構方面，從以一般貿易為主的貿易結構逐漸演變為加工貿易與一般貿易不相上下，以至加工貿易較多的貿易方式結構。在進口貿易方式結構方面，最鮮明的特點就是加工貿易進口在我國總進口中占的比重不斷上升并趨于穩定，以及我國一般貿易進口的不斷下降，并在近期逐漸上升和逐步穩定。

圖1 我國出口貿易方式結構變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

圖2 我國進口貿易方式變遷圖

數據來源：《中國統計年鑒》，2009年

我國進出口貿易方式結構的變化，體現了進出口貿易方式的多樣化發展。其中，加工貿易在90年代取得了顯著的發展。這不僅與我國的經濟發展歷程相一致，也是我國對外貿易政策，尤其是匯率管理政策改革和匯率水平調整作用的結果。

（二）相關文獻綜述

1、國外相關研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的結果表明匯率波動與進出口貿易呈負相關關系；Frankel和Wei Shangjin（1993）運用橫截面數據證明了匯率上升抑制了亞洲國家的出口貿易；Sauer和Bohara（2001）發現，匯率波動對發展中國家的出口貿易有很大的負面影響，尤其對于拉美國家更為顯著。

另一方面，Assery和Peel（1991）則發現匯率對貿易量有促進作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究發現匯率波動與瑞典、英國、荷蘭的出口具有正向相關性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、協整與誤差修正模型等方法發現，匯率波動對愛爾蘭的出口產生積極影響。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等額研究結果卻顯示匯率波動對貿易沒有顯著影響。

2、國內相關研究

黃錦明（2010）對1995～2009年的季度數據采用Engle-Granger兩步法分析了人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易的影響，結果顯示：在長期內，我國的出口貿易對于匯率水平的變化不敏感；在短期，只有進口貿易和人民幣實際有效匯率存在著負相關關系；肖揚、徐晟（2010）對1999年1季度到2007年2季度的數據進行Granger檢驗和脈沖響應函數與方差分解，得出的結論是：實際有效匯率對宏觀經濟變量的影響都是長期的，且大多數是反向的。即人民幣升值抑制了我國的進出口貿易；何建奎、馬紅（2012）對1995～2011年的數據進行基于VAR的Johansen協整檢驗和向量誤差修正（VEC）分析，得出：人民幣匯率與我國的進出口貿易呈負向相關性，即人民幣貶值，進出口貿易增加。

另一方面，吳玉蘭（2008）根據1985～2006年的數據，運用協整分析法研究了人民幣實際有效匯率對我國加工貿易的影響。結果表明， 人民幣升值使得加工貿易進口增加， 出口減少；李建偉和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度數據，采用兩階段最小二乘法，對人民幣實際有效匯率與進出口貿易進行回歸分析，結果顯示人民幣實際有效匯率是影響中國進出口貿易的重要因素，實際有效匯率下降會刺激出口增加、進口減少。這里特別強調一點，李建偉和余明還討論了人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和與一般貿易出口、進口的關系。人民幣實際有效匯率與加工貿易出口、進口和一般貿易出口、進口存在顯著負相關關系。

二、人民幣匯率對我國進出口貿易方式影響的實證分析

（一）數據選取

本文選取1992～2008年的實際有效匯率（以2005年為基期）、加工貿易進出口額、一般貿易進出口額，進行具體的實證分析。其中，實際有效匯率來源于IMF的《International Finance Statistics》。因為從2010年開始，統計局沒有公布關于我國加工貿易和一般貿易的進出口分類數據，因此本文的加工貿易和一般貿易的進出口數據來源于2009年的《中國統計年鑒》

其中，實際有效匯率表示為REER，加工貿易進口額表示為JIM，加工貿易出口額表示為JEX，一般貿易進口額表示為YIM，一般貿易出口額表示為YEX。

（二）平穩性檢驗

在對變量進行協整分析之前，需要檢驗變量的平穩性。只有變量是同階單整的，才能進行協整分析。本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩性進行檢驗。為了方便研究，并考慮到對各時序數列取對數之后不會改變時序數列的性質和關系，且得到的數據易形成平穩序列。因此，首先對時間序列進行對數處理，然后采用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。結果表明五個時間序列都是非平穩的，但二階差分后的序列都是平穩的，即都是I（2）序列。

（三）協整分析

由于五個時間序列均是二階單整的，故可以進行協整分析。

1、LJEX 和LREER

運用OLS法對LJEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJEX 、LREER不存在協整關系。

2、LJIM 和LREER

運用OLS法對LJIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LJIM 、LREER不存在協整關系。

3、LYEX 和LREER

運用OLS法對LYEX 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYEX 、LREER不存在協整關系。

4、LYIM 和LREER

運用OLS法對LYIM 、LREER的長期均衡方程進行估計，并用ADF法檢驗其殘差項是否為平穩序列，檢驗結果如下：

可見，殘差項是非平穩序列。因此LYIM 、LREER不存在協整關系。

（四） ARMA模型估計

1、LJEX 和LREER

從以上結果中可以看出，實際有效匯率與加工貿易出口、加工貿易進口、一般貿易出口、一般貿易進口存在負相關性，即每當實際有效匯率升高1%時，加工貿易出口下降0.3%，加工貿易進口下降0.68%，一般貿易出口下降0.16%，一般貿易進口下降0.14%。

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田文（2005）認為，目前由于新興工業化國家與發展中國家不斷加入到國際分工中來,產品內貿易不但在量上成為國際貿易顯著增長的原因,而且成為國際貿易流向與格局變化的重要力量,成為發展中國家實現工業化與產業結構升級的新途徑。崔瑋（2009）根據聯合國BEC行業分類標準對中國中間品的進口規模進行了估算，認為我國進口商品主要為中間投入品，占總進口的比例達到了60%左右，中國已積極加入到國際產品內分工中。Sven.W.Arndt(2007)強調，現在，越來越多的產品在多個國家生產，對于雙邊貿易平衡的分析考慮已經在逐漸失去價值。

鑒于中國在國際分工中所處的地位，中間品的進口勢必會對中國的出口能力產生很大的影響，本文旨在通過數據分析中國的中間品進口規模并運用面板數據分析其對中國制造品出口的影響。

二、中國的中間品進口規模

在本文研究中間品進口對中國制造品出口的影響之前，首先需要分析中國中間品的進口規模。由于本文主要側重于中間品進口對制造品出口的影響分析，因此相應的中間品是指生產制造品所需的中間投入品，基于SITC2的分類標準，主要存在于7類和8類商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13類），其界定參見FrancisNg,AlexanderYeats(1999)。從1987年至今，中國的中間品進口規模不斷擴大，占世界中間品總進口的份額也在不斷提高，此處主要選擇1989、1999和2009三個年份的數據進行對比分析，如圖1所示。

從圖1中可以看出，從1989年到2009年，除72類和89類中間品進口占世界中間品總進口的比重有所下降外，其他類別的中間品進口比重都呈大幅上升趨勢，2009年多數類別的中間品進口占世界總進口的比重超過了5%，特別是73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的中間品進口比重占到了世界總進口的10%以上，77類和88類甚至超過了15%，中國中間品進口擁有如此大的規模，足以說明，中國已經成為了“世界工廠”，大量的進口中間投入品進行加工組裝后再將制成品出口到其他國家和地區。

圖1中國各類中間品進口占世界中間品總進口的比重

數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算

但是單憑中間品進口占世界中間品總進口的比重還不足以說明中國在加工裝配方面所具有的優勢，進口顯性比較優勢（RCA）指數則可以給出有力的證明。進口RCA指數是出口RCA指數的一種變形，當RCA指數用中間品的進口數據來進行計算，那么該指數可以用來判斷一國在零部件組裝上是否具有比較優勢，公式為：

如果大于1則說明i國在j產品的裝配上具有比較優勢，反之，則說明i國在j產品的裝配上具有比較劣勢。

根據進口RCA指數的公式，可以計算出中國在涉及中間品加工裝配的行業中是否具有比較優勢，圖2為2009年中國13類制造行業的進口RCA指數。

圖22009年中國13類制造行業的進口RCA指數

數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算

從圖2中可以看出，2009年中國73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件、87類——專業科學控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的進口RCA指數均大于1，說明中國在這些行業的加工裝配上是具有比較優勢的，與圖1相對應的，這些行業的中間品進口占世界總進口的比重也是最高的。

三、中間品進口對中國制造品出口影響的實證分析

通過前面的分析可以看出，中國的中間品進口規模巨大，且在一些制造行業的加工裝配上具有比較優勢，這些都會對中國的制造品出口產生直接的影響，從而導致中國的對外貿易順差大幅增加。那么，中間品進口究竟在多大的程度上影響了中國制造品的出口，本文采用實證分析的方式進行研究。

下面利用1987-2009年的相關數據，采用面板數據模型分析中間品進口對中國制造品出口的影響，計量模型設定

Log表示對數值，相關指標的定義和數據來源見表1。

表1變量定義及數據來源

經過前一部分的分析可以知道，中國的中間品進口額和進口RCA指數均可以用來衡量中國中間品的進口規模，而這兩個指標存在一定的相關性，將這兩個指標分別代入模型進行面板數據回歸，既可以測算中間品的進口對中國制造品出口的影響，又可以檢驗模型的穩定性，因此設置了兩個結構相同的模型。由于中國的制造品出口受供給和需求兩方面因素的影響，供給方面的影響可以用中國的GDP來衡量，而需求方面的影響則與中國貿易伙伴國的經濟發展密切相關，因此在該模型中加入了中國主要貿易伙伴國的加權GDP作為解釋變量，計算方式是將2008年中國出口額排名前25位的目的國家或地區的GDP進行加權。人民幣的實際有效匯率是影響中國出口的重要因素，因此也需要將這一解釋變量置于模型中。

為避免序列自相關性的影響，在模型估算中對對數數據進行了一階差分，在以下表格中為簡潔起見，PC即表示中國中間品進口額對數值一階差分后的指標，其他指標類似。經檢驗，模型采用隨機效應，實證結果如表2所示。

表2中間品進口對中國制造品出口影響的實證結果

注：，，分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號中數值為t值。

篇8

二、研究綜述

國內外對于進口貿易及影響其因素的研究一直較為關注。早在1990年進口問題課題組就對改革開放十年來進口貿易的發展做了研究，發現在我國經濟發展速度過快以及消費的膨脹的刺激下，進口貿易呈螺旋式的增長態勢。魏巍賢(1999)分析了影響我國進口需求的宏觀經濟因素，指出影響總進口的因素不僅包括總消費支出，還包括總投資支出以及總出口支出，并建立了中國進口需求短期行為的誤差修正模型來證實他的觀點。韓德光(2001)卻認為影響中國對外貿易進口額的主要因素是國民收入和匯率，并通過實證說明國民收入對進口額的影響較大，匯率對進口額的影響則相對較弱。邵軍和徐康寧(2006)使用協整分析方法研究了改革開放以來中國進口貿易與其決定因素之間的長期關系和需求彈性，認為無論是長期還是短期，中國的進口需求價格彈性較小，收入彈性較大，而這一現象主要與中國的進口需求結構有關。同年，李雙杰和劉偉(2006)針對貿易政策變化對我國進口汽車市場的影響做了實證分析，發現由于進口汽車價格結構的復雜性，關稅降低對進口汽車市場的直接影響并不大，而是通過人們的消費預期來間接影響市場。呂劍(2007)在研究外部沖擊對我國進口貿易影響的實證分析時發現，我國進口與國際石油價格、國際游資數量呈負相關，而與人民幣實際有效匯率、外國通貨膨脹率水平和外國出口能力呈正相關。一般的貿易理論認為，本幣升值后有利于降低進口商品成本，短期內產生進口替代效應，有助于減少貿易順差。徐揚輝(2008)的研究卻表明現實與理論相背離，并認為出現這種現象的原因主要在于我國加工貿易所占比重過大。林遠(2009)也做了關于人民幣實際有效匯率對我國貿易進口影響的實證研究，發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少我國的進口額，并且通過影響出口的方式間接影響進口，而我國的加工貿易進口卻基本不受人民幣匯率波動的影響。

Robert和Clinton(1994)測量了美國進口價格對于新產品的多樣性以及新的外國供應商的可能偏好，并發現美國進口總需求的收入彈性變小。Abdelhak(1997)利用結構性進口需求方程對很多國家分別做了估計，發現計量經濟學理論在小樣本情況下對于不同的評估對象沒有任何幫助。因此他根據蒙特卡洛方法對小樣本的性質分別做了OLS和FM兩種評估，結果表明，無論是短期彈性還是長期彈性，FM評估結果都明顯強于OLS的評估結果。M．Shahe和Forhad(2001)認為不同國家的進口需求所對應的模型并不相同。他們在有限外匯管制的條件下針對斯里蘭卡的長期進口需求建立了包括進口國收入和進口商品價格兩個變量的結構計量經濟方程，實證結果表明較以往的研究結果更為顯著。Margarita和Thomas(2006)建立了垂直差異產品的貿易模型，發現收入不平等甚至是類似的變量都會影響進口需求。在利用約翰森程序對1948—1996年美國經濟數據對收入不平等的變化對進口需求影響進行檢驗后，認為進口需求與收入及相對價格并不存在長期關系。M．Shahe和Forhad(2007)對他們在2001年所作的總進口模型進一步做了修正，并對印度和斯里蘭卡的進口數據做了實證檢驗。Antonis等(2008)對收入不平等影響進口需求的問題做了更深入的研究，并根據1980—1997年的相關數據對36個發達和發展中國家分別做了檢驗，得到了非常顯著的結果。國內外學者對各國進口貿易的研究取得了一定的成果，但是對國際金融危機下進口貿易所受影響的研究較少，關于心理因素對進口貿易影響的探討更是寥寥無幾。本文在借鑒國內外相關文獻的基礎上，分析當前國際金融危機期間心里恐慌對我國進口貿易的影響，力求對我國未來經濟政策有所貢獻。

三、模型構建及樣本說明

(一)模型的構建

自國際金融危機爆發以來，世界各國經濟增長放慢、失業人數上升、股市走向蕭條，這些無疑使得消費者對未來經濟形勢的信心下降，導致消費減少，從而影響到進口貿易總額。因此，影響一國進口貿易總額的因素，除了匯率和人均國內生產總值之外，還應該包括消費者的心理變化。由于國際金融危機對消費者造成的心理影響主要表現在消費者對當前經濟形勢的感受及未來經濟前景預期上，因此，本文選擇消費者信心指數①來度量國際金融危機對消費者造成的心理影響。基于這樣的邏輯思考，本文構建了實證模型的基本形式如下:It=F(GPCt，Et，CCIt)(1)式(1)中，It(Import)表示第t期我國進口貿易總額;GPCt(GrossDomesticProductpercapita)表示第t期我國人均國內生產總值;Et''''表示第t期人民幣匯率;CCIt(ConsumerConfidenceIndex)表示第t期我國消費者信心指數。為準確反映我國與各進口對象國(地區)貨幣的雙邊匯率在人民幣匯率水平決定中的權重，本文以人民幣實際有效匯率指數BEERt(RealEffec-tiveExchangeRate)作為(1)式中的匯率Et的替代變量。同時，為更深入的研究人均國內生產總值對我國進口貿易總額的影響，本文將(1)式中的GPCt修正為人均國內生產總值增長率RGPCt(GrowthRateofGrossDomesticProductpercapi-ta)。在參考Feenstra，Gagnon和Knetter(1996)、Yang(1998)以及Alicia和Tuuli(2007)研究模型的基礎上，本文建立的實證模型如式(2)①:D［log(It)］=α0+α1D(RGPCt)+α2D［log(REERt)］+α3D［log(CCIt)］+δt(2)

(二)樣本的選取及描述

為了能夠充分反映各變量在國際金融危機下對我國進口貿易總額的沖擊，本文選擇的樣本數據均為月度數據。由于國際金融危機起源于2007年4月爆發的美國次級貸款危機，同時考慮到數據的可得性，本文將樣本期確定為2007年4月至2010年6月。

1．我國月度進口貿易總額

我國月度進口貿易總額數據來源于中華人民共和國商務部網站②，由于所得數據均以億美元為單位，為統一起見，本文根據國家外匯管理局網站③公布的人民幣與美元兌換率將我國月度進口貿易總額數據的單位均轉換為億元。根據所得數據，我國月度進口貿易總額在2008年9月國際金融危機爆發之后開始急速下降，2009年1月竟跌至3513億元。隨著2009年上半年全球經濟的逐漸回暖，我國月度進口貿易總額終于開始有所回升。

2．我國月度人均GDP增長率

我國的GDP數據來自于中華人民共和國國家統計局④。由于GDP數據均為季度數據，本文利用Eviews統計軟件中二次函數的插值方法將其轉換為月度數據。另外，計算人均GDP所需的我國人口數據來自于國家統計局的“2008年國民經濟和社會發展統計公報”。根據所得數據，2007年4月開始我國人均GDP增長率明顯下降，2007年7月竟跌至負值。2008年9月國際金融危機爆發后，我國人均GDP增長率更是暴跌不止，直至2009年4月才開始轉為正值。這就說明，國際金融危機對我國人均GDP增長率造成的巨大沖擊正在逐漸轉緩。

3．月度人民幣實際有效匯率指數

月度人民幣實際有效匯率指數⑤數據來源于國際清算銀行網站⑥。根據所得數據，自2007年4月美國次級貸款危機爆發以來，月度人民幣實際有效匯率指數整體呈上升態勢，特別是2008年7月至11月期間上升幅度明顯增加。自2008年11月開始美元開始對歐元和日元等主要貨幣貶值，使得人民幣升值壓力有所減輕。雖然2009年2月人民幣實際有效匯率指數再次步入新高，但此后便開始穩步回落。

4．我國月度消費者信心指數

我國月度消費者信心指數來源于中華人民共和國國家統計局網站。根據所得數據，自2007年4月美國次級貸款危機以來，我國消費者信心指數整體呈跌勢。2007年12月開始不斷下降，尤其自2008年9月國際金融危機正式爆發后，消費者對未來經濟形勢的預期陷入一片低迷，我國消費者信心指數急速下跌。在經濟即將回暖之初即2009年3月，我國消費者信心指數終于開始有所回升，這就意味著我國消費者對國際金融危機的心理恐慌逐漸緩解，并對經濟前景的預期有所改觀。

四、實證分析

對本文所建模型中各變量樣本數據的描述表明:國際金融危機爆發后，我國進口貿易總額、人均GDP增長率、消費者信心指數等都受到了極大的影響，人民幣實際有效匯率指數也因美元的貶值出現不穩定的態勢。然而，國際金融危機對我國進口貿易總額的一部分沖擊是否通過消費者的心理因素傳導，消費者的心理恐慌是否對我國進口貿易總額存在實質的影響，這就需要對本文所建模型做進一步的實證檢驗。

1．平穩性檢驗

根據統計學基本原理，實證研究所需的時間序列必須為平穩序列，否則會使結果無法反映自變量與因變量之間的真實關系，即產生偽回歸問題。本文所采用的樣本均為時間序列數據，為防止偽回歸，本文采用單位根檢驗法①對所選取變量的時間序列進行平穩性檢驗，結果如表1所示。由表1可知，變量D［log(It)］、D(RGPCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］都通過了單位根檢驗，說明這四個時間序均為平穩序列。

2．格蘭杰因果檢驗

樣本序列的平穩性雖然得到了驗證，但是模型中所設自變量是否為因變量變化的原因仍需進一步判斷，也就是要確定解釋變量D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］的變化是否能夠引起被解釋變量D［log(It)］的變化，分別做格蘭杰因果檢驗，結果如表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平上，D(RG-PCt)、D(REERt)和D［log(CCIt)］均為D［log(It)］變化的Granger原因。

3．實證結果及分析

選取和處理2007年至2009年的相關月度數據，對本文所建立的實證方程式(2)進行參數估計和檢驗，其結果如表3所示。

對于式(2)回歸得到結果所做的D．W．自相關性及異方差性檢驗均表明，本文所構建的實證模型是合理的。同時回歸方程調整后的R2值達到0．62，且完全通過了F檢驗，說明本文所建的回歸方程擬合優度非常好。從各參數估計值的檢驗值來看，本文所建回歸方程中各變量系數以及常數項的估計值顯著性都非常高，達到1%的水平。表3中各變量系數的估計值表明:我國月度人均GDP增長率的變化、我國月度消費者信心指數增長率的變化均與我國月度進口貿易總額增長率的變化正相關。這就意味著在國際金融危機的背景下，我國月度人均GDP增長率下跌即我國月度人均GDP增長速度的放慢，會使得我國月度進口貿易總額增長率的下降;我國月度消費者信心指數增長率的下跌即我國消費者對當前及未來經濟形勢的月度預期變差，從而降低消費欲望，引起我國月度進口貿易總額增長率的減少。同時，表3還顯示月度人民幣實際有效匯率指數的上升與我國月度進口貿易總額增長率負相關。根據傳統經濟學理論，本國貨幣的升值意味著本國從外國進口商品價格的相對降低，從而促進了本國進口貿易總額增加，而本文所得到的結論恰與傳統的經濟學理論相反。原因有三:第一，本文所討論的樣本期處于國際金融危機的特殊環境下，國際金融危機給我國消費者造成了一定的心理恐慌，使得消費者的消費欲望大大減少，從而影響到我國進口貿易總額。無論是進口商還是普通消費者都對未來經濟形勢存在疑慮。第二，在美國次貸危機爆發之前人民幣匯率走勢仍較為平緩，而2007年4月之后人民幣則不斷呈現出升值態勢，在2008年9月國際金融危機正式引燃之后，人民幣匯率再度步入新高，這一切都增加了進口商及普通消費者的惶恐與不安。第三，我國消費者始終處于二元結構，即低收入人群和高收入人群。高收入人群對于進口商品中的高價物品消費較多，而高收入人群對于匯率及經濟環境敏感性較高，國際金融危機的爆發使得高價進口物品消費減少，從而引起我國進口總額下降。因此，雖然人民幣升值在一定程度上降低了進口商品的價格，但是在國際金融危機的背景下，人民幣升值并沒有使得進口商及普通消費者購買更多的進口商品，反而使得進口商及普通消費者恐慌心理加重，從而保持觀望態度，甚至減少進口商品的購買，于是我國進口貿易總額在人民幣升值的情況下反而減少。從表3各參數估計值大小來看，α3的估計值較大為5.693153，這就表明，我國月度消費者信心指數增長率對我國月度進口貿易總額增長率的影響非常明顯，即我國消費者對當前經濟形勢的感受和對未來經濟前景的預期顯著引起我國進口貿易總額的變化。系數α1的估計值為0.478729，與α3的估計值相比較小，說明我國人均GDP增長率的變化對我國進口貿易總額增長率的影響相對較小。系數α2估計值的絕對值較其它系數而言非常小，僅為－1.617922，但其顯著性水平也達到1%。這表明在國際金融危機背景下，雖然人民幣的不斷升值使得我國進口貿易總額減少，但是相對于其他因素來說這種反常的影響較弱且短暫，我國消費者的信心會隨著全球經濟的回暖而逐漸增強，人民幣實際有效匯率指數對我國進口貿易總額的影響終會回歸正常的軌道。五、結論及政策建議本文對2007年4月至2010年6月期間的樣本數據做了實證分析，并在實證結果顯著的情況下得到了以下結論:在國際金融危機期間，我國人均GDP增長率的下降及我國消費者的心理恐慌都嚴重影響了我國進口貿易，引起我國進口貿易總額的減少。同時，在國際金融危機這樣的特殊時期，人民幣匯率的不斷升值反而對我國進口貿易產生了負面影響，即使得我國進口貿易總額下降。這些結果均表明，國際金融危機不僅對全球各經濟體造成了劇烈的沖擊，還使得人們的心理產生極度的恐慌，于是，消費者減少了消費欲望，進口商減少了貿易往來，從而導致我國進口貿易總額的下跌。我國進口貿易總額的增加和減少，在一定程度上表現出我國經濟形勢的強盛與衰弱。同時，部分進口商品是為了出口商品服務，進口總額的減少會使得我國出口總額的下跌，進而影響到我國貿易總額。因此，本文的主要政策建議是:

篇9

 

一、文獻回顧

按照主體的不同，對國際投資和國際貿易的關系的研究可以分為兩大類。一類以東道國為主體，研究東道國外來投資和對外貿易之間的關系。這種研究除了母國和東道國之外涉及到第三國，投資和貿易之間的關系也相對疏松。另一類以母國為主體，研究母國對東道國投資與兩國貿易之間的關系。在此只涉及母國和東道國，投資與貿易之間的關系相對密切。本文的研究即屬于后者，本文中的國際投資指對外直接投資，即fdi。

首先對國際投資與貿易關系進行研究的是1999年諾貝爾經濟學獎得主mundell(1957)。mundell的研究以標準的古典國際貿易模型為基礎，通過嚴格的假定，得出了國際投資替代國際貿易的結論。在隨后的60年代，又有學者的研究支持了投資替代貿易的結論，其中較著名的是vernon(1966)的產品生命周期理論。按照該理論，一般情況下，投資和貿易只是一種轉化關系，只有在投資提早發生的情況下，才發生投資對貿易的替代，而在技術進步日益加快的條件下，新產品的生命周期不斷縮短，因此國際投資對國際貿易的替代越來越明顯。另一個研究來自于johnson(1967)。johnson認為，關稅導致的對外投資使不具有比較優勢的進口替代部門獲得了發展，因此減少了對外貿易量。

70年代開始出現投資和貿易具有互補性的研究成果。helmberger和schmitz(1970)的研究證明生產要素流動和商品貿易可能既有替代關系也有互補關系。這一時期最著名的論著來自于。日本小島清教授(1977)。小島清特別強調國際分工的重要性，將對外投資和貿易統一在國際分工的基礎上，指出國際投資不是簡單的資本流動而是包括資本、技術、管理方式和人力資本的總體轉移。因此，對外投資應從本國處于比較劣勢的邊際產業依次進行，這就是本文所談邊際優勢戰略的理論基礎。按照小島清的理論，國際投資一方面可以通過相近水平的技術轉移把東道國的比較優勢發掘出來，另一方面使母國集中資源開發新的技術并形成新的產業，因此將會擴大兩國的貿易。

無論是mundell的貿易與投資替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經過實證的檢驗(梁志成，2001)。這既有統計數據殘缺不全的限制，也有計量方法與工具上的局限。20世紀80年代以來，貿易和直接投資的實證研究取得了突破性的進展，同時更多的研究成果證明投資與貿易之間具有互補關系。lipsey和weiss(1981)依據美國70年代的統計數據，對美國跨國企業在發展中國家所設立的子公司的生產和母公司的出口行為進行了研究，發現同類產品的子公司的年產量與母公司對這些國家的出口總量呈正相關關系。lipsey等人(1984)還進一步研究發現這種正相關或至少非負相關廣泛存在于美國近80%的產業部門中。helpman和krugman(1985)的研究表明，在要素稟賦不對稱和規模報酬遞增的情況下，由于跨國公司的專有資產很難通過外部市場達成交易，就會存在大量的公司內貿易和對中間產品的需求，對外投資將會帶動母國的出口貿易。ethier(1986)的研究給出了同樣的結論。grossman和helpman(1989)把產品的成長內生化，證明了在一個動態的模型中國際化生產和貿易可以是同時擴大的。然而，markuson和svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了商品貿易和要素流動(fdi)的相互苯系，指出兩者之間究竟表現為替代還是互補，依賴于貿易和非貿易要素之間是“合作”還是“非合作”的問題。

90年代的研究延續了80年代的趨勢。hufbauer、lakdawalla和malani(1994)的研究進一步證實了上述lipsey和weiss(1981)的結論，他們重點研究了美國80年代以來的情況，發現在整個時間跨度中出口與fdi一直保持著正相關關系。隨后gramham(1996)的研究也證實了這一點。pattie(1994)根據對外投資的動機不同將fdi分為市場導向型、生產導向型和貿易促進型3類，認為只有市場導向型fdi容易替代對外貿易，而后兩種類型投資則增加貿易。gray(1998)的研究得出了近似的結論。pfaffermayr(1994)就奧地利fdi和出口之間的因果關系進行了分析，發現它們之間具有雙向的因果關系。jun和singh(1992)研究了1969—1993年間11個世界上最大引資國的出口和fdi的關系，其中有4個國家顯示出口是fdi的格蘭杰原因，只有一個國家顯示fdi是出口的格蘭杰原因，其余6國顯示出口和fdi之間不存在顯著的因果關系。與此同時，porter(1990)、hein(1992)、lucas(1993)、crosse和trevino(1996)、crosse(1997)等都證明了國際投資與國際貿易之間存在高度的相關性。但不可忽視的是，beldelbos和sleuwaege。(1998)的研究支持了mundell的結論，即在東道國存在貿易保護的情況下，fdi會替代母國的出口貿易。

2000年以后的研究以大量具體的實證研究為特征，且研究結果以fd!與貿易之間具有互補關系為主。張如慶(2005)的研究顯示我國對外投資不是進出口變化的原因，對外投資對貿易總額的影響不明顯，而項本武(2005)得出的“中國對外投資是出口創造性和進口替代型”的結論對此給予了解釋。王洪亮和徐霞(2003)證明了日本對華直接投資和中日貿易之間的確存在著長期的互補關系，fdi和制成品的出口具有雙向的因果關系，但fdi和進口僅有單向的因果關系。王洪慶、張浩和朱榮林(2004)的研究表明，美國在華投資與對中國總進口、工業品進口之間存在雙向的因果關系，與工業品出口之間存在單向的因果關系，投資與出口以及中美的初級產品進出口之間均不存在因果關系。同時，王洪慶和朱榮林(2004)的研究表明，東盟對華直接投資積極地推動了中國與東盟貿易的發展，且投資對進出口貿易的貢獻率較高。李保明和劉震濤(2004)的實證結果顯示，兩岸貿易總額、大陸進口和出口均表現出關于臺商投資的顯著正相關性，這說明臺商投資對兩岸貿易具有顯著的促進作用。此外，stone和jeon(2000)研究認為貿易與海外直接投資之間為互補關系，且兩者之間貿易更傾向于為主導因素；韓國學者lim和moon(2001)證明，當發達國家向不發達國家投資，而投資是新設立的或者投資產業在母國是夕陽產業時，fdi和貿易之間是正相關關系；blonigen(2001)深入到產品層次進行了分析，發現貿易和fdi之間既有替代也有互補的關系，而且替代效應的發生不是逐步的，而是短時間急劇變化的。

基于本文研究的側重，在此再對邊際優勢戰略和小島清的邊際優勢理論進行進一步的說明。邊際優勢戰略的概念來源于小島清的邊際優勢理論，但應該注意的是，邊際優勢戰略所代表的經濟行為早已存在，只是由小島清概括出來。邊際優勢理論更多地是一種國際投資理論，但因為它把國際投資和國際貿易在同一基礎上進行分析，所以對投資和貿易的關系也給予了研究。同時也正因為它側重于國際投資的研究，對兩者關系的研究也并不全面。按照邊際優勢理論，對外投資應該從國內處于邊際優勢即相對劣勢的產業開始，而處于相對優勢的產業則進行對外貿易。按照小島清的分析，對邊際產業的產品需求應通過向海外投資的企業進口來實現。所以，小島清論述的投資與貿易的關系也更多地是母國投資與進口之間的關系，這是一種單向的正相關關系。但與此同時，小島清也論述了兩國生產可能性邊界的擴張和貿易總量的增加，間接地論述了投資和出口的關系，這同樣是單向的正相關關系。但是，基于邊際優勢戰略，對投資和貿易之間的關系作這樣的理解還遠遠不夠，況且如上所說，小島清的理論是基于對現象的描述與分析，沒有通過計量方法得到實證檢驗，而本文將在上述方面給予補充和進一步的研究。

二、日本對東亞投資和貿易的歷史進程及兩者關系的描述

二戰以后至20世紀60年代，通過美國的幫助和自身的經濟改革，日本經濟得以恢復并實現了高速增長。而正是在60年代以后，很多東亞國家和地區(主要是亞洲“四小”、東盟四國和中國)紛紛實現了經濟起飛和長期快速發展，使東亞地區成為了世界經濟發展的熱點，以至于使人將這種發展狀態稱為“東亞奇跡”。很久以來，對“東亞奇跡”的研究存在著大量的各種形式的成果。在這些成果中，我們不難發現兩個最受人關注的詞匯：東亞模式和雁行模式。通過這兩種模式的論述，可以發現，先期發展起來的日本對上述東亞國家和地區的經濟發展起到了重要的作用。東亞模式揭示了上述東亞國家和地區對日本經濟發展經驗的借鑒和模仿，因而東亞模式被認為源于“日本模式”(孔凡靜，1999)，同時東亞模式更多地強調了貿易尤其是出口的重要性。雁行模式揭示了日本與這些東亞國家或地區的國際分工關系，強調了日本對這些國家和地區的投資(尤指直接投資)的重要性。所以，東亞模式和雁行模式的研究都說明了日本與這些東亞國家或地區的經濟聯系在“東亞奇跡”中的關鍵作用。在此也可以理解，本文研究的日本對東亞國家或地區的投資和貿易之間的關系反映了東亞模式和雁行模式的本質聯系。

如上所述，本文采用的作為日本投資和貿易對象的東亞國家和地區是亞洲“四小”、東盟四國和中國，這是基于“東亞奇跡”研究的慣例，而且這些國家或地區與日本有更強的經濟聯系，因此也具有更好的代表性。在此不再對日本與這些國家或地區的雙邊關系下的數據進行描述，而是對日本與這些國家和地區的總體之間的數據及其表示的關系進行研究。這是因為，東亞作為一個密切聯系的整體，日本與這些國家和地區的雙邊經濟聯系往往會延伸到第三方，在此意義下，單獨描述日本與一方的經濟聯系并不比描述日本對其他東亞國家和地區的總體的經濟聯系有更好的解釋力。而且，后者讓我們保持了與后面研究的連貫性。

圖1顯示了日本對上述東亞國家和地區的投資和貿易(出口和進口)自1965—2003年的變化趨勢。不難看出，無論投資、出口和進口都保持了長期快速增長的態勢。同時，圖1也顯示了投資和貿易(出口和進口)之間很好的相關性，但是這種相關性只延續到1997年。1997年對3種數據來說都是一個波峰，相對于1997年，這3種數據在1998年都大幅下降。而且之后，出口和進口狀況在短期內得到恢復，而投資始終(截至2003年)沒有恢復到1997年的水平。我們知道，1997年發生了舉世聞名的東亞金融危機，因此不難理解，日本的投資戰略發生了重大調整，使相關數據發生了結構性變化，這在后面的檢驗中也得到了證明。

三、數據分析和模型設定

(一)數據說明

本文日本對上述東亞國家和地區的投資、出口和進口的數據均來自日本總務省統計局網站的統計資料，這些數據是以日本與單一國家或地區的統計值列出的，基于前面談到的理由，本文將這些數據進行了加總。對于出口和進口，1985年(含)以前的數據單位為百萬日元，之后的數據單位為十億日元。為了統一單位，本文將1985年(含)以前的數據單位轉化為十億日元，并作了四舍五入處理。對于投資，原始數據的單位為百萬美元，本文將之乘以匯率并將單位轉化為十億日元，并同樣作了四舍五入的處理。其中，匯率數據來源于世界貨幣基金組織(imf)數據庫，匯率為年終值。

(二)斷點檢驗

在上面日本對東亞投資和貿易的歷史進程的描述中我們看到，發生金融危機的1997年，投資和貿易的金額開始了大幅度減少，在之后的幾年中，出口和進口得到了恢復，而投資卻延續了下降的趨勢。這似乎顯示，相對于1997年(含)以前，日本對東亞投資和貿易之間的關系發生了變化。下面對此給以檢驗，即斷點檢驗(chow breakpoint test)。既然投資相對于出口和進口之間的關系發生了變化，我們的檢驗依據投資為因變量、出口和進口為自變量的單方程模型來進行。根據斷點檢驗的原理，考察在1997年前后投資與出口和進口的關系是否發生了變化，即考察出口和進口的系數是否發生了變化。檢驗結果如下(見表1)。

通過表1的檢驗結果顯示，無論是通過f檢驗法還是似然比法，都可在1%的顯著水平上拒絕“無斷點”的原假設。也就是說，在1997年的前后，投資相對于出口和進口發生了趨勢變化，或者說，投資與出口和進口之間的關系發生了結構性變化。因此，本文對邊際優勢戰略下投資和貿易關系的研究采用1997年(含)以前的數據。

(三)單位根檢驗

由于經濟數據一般具有長相關性，上述3種數據可能存在單位根，也就是說它們的時間序列可能是非平穩的。為了避免由于數據的非平穩性帶來的偽回歸，下面對3種數據進行單位根檢驗。

根據adf(augmented dickey-fuller)單位根檢驗的要求，最優滯后結構的選擇主要依據aic(akaike information criterion)和sic(schwarz information criterion)兩個準則，如果兩者一致則選擇一個最優滯后階，不一致則選擇兩個。本文首先是對水平(1evel)數據進行單位根檢驗，而后對一階差分數據進行單位根檢驗，但基于文章篇幅的考慮，檢驗結果合并于一表中(見表2)。

通過表2的單位根檢驗結果可以看出，投資、出口和進口的水平數據都存在單位根。為了確定變量的單整階數，本文對投資、出口和進口的一階差分數據進行單位根檢驗。同樣從表2可以看出，投資、出口和進口的一階差分數據不存在單位根。由此也說明，上述投資、出口和進口的水平數據為一階單整或（1）過程。

（四）模型設定

由于本文研究的是日本對東亞投資與其對東亞出口和進口兩個方面的關系，即要驗證投資與出口之間和投資與進口之間是否存在因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法(granger causality test)作為主要研究手段。

根據格蘭杰因果關系檢驗法，可以認為有關投資(fdi)、出口(ex)和進口(1m)的預測信息全部包含在這些變量的時間序列中。格蘭杰因果關系檢驗的原理是判斷某些變量的信息是否能改進對其他變量的預測，具體到本文，即為檢驗過去的投資、出口或進口是否會對未來的出口、進口或投資有影響。可以通過估計var模型來實現這一目的。對于本文的研究，有兩種var模型可供選用：一種是直接表示投資與出口或投資與進口的關系的兩變量的var模型；另一種是在考慮到另一變量影響的條件下綜合反映兩變量(投資與出口或投資與進口)關系的三變量的var模型。筆者認為，在考慮到其他變量影響的條件下來考察兩個變量的關系更加符合本文研究的實際。因此，本文模型設定如下：

    其中，fdi、ex、im分別代表日本對東亞的投資、出口和進口，α、β、γ為不同變量的系數，u1t、u2t、u3t為隨機擾動項，t表示時間。檢驗投資對出口是否具有格蘭杰因果關系，即檢驗β1i和β2i是否全不顯著；檢驗投資對進口是否存在格蘭杰因果關系，即是檢驗γ1i和αi3是否全不顯著。該模型還可以檢驗日本對東亞出口和進口之間是否存在因果關系，但這不是本文的主要研究對象，因此只做附帶性的考察。

四、經驗結果及相關分析

根據格蘭杰因果關系檢驗的原理，我們應該首先進行上述var模型的參數估計，而在此之前一項重要的工作是進行最優滯后結構的確定。然而限于文章的篇幅，在此只能省略最優滯后結構的確定過程而僅顯示其結果，即：

 

由日本對東亞的投資、出口和進口組成的var模型的最優滯后階為6。在此基礎上，我們進行var模型的參數估計。同樣基于篇幅的考慮，估計結果不再列出。下面，我們對var模型的參數估計結果進行f檢驗，即得到如下格蘭杰因果關系檢驗結果(見表3)。

通過表3可以看到：(1)可以在10%的顯著性水平上拒絕“投資不是出口的原因”的原假設，所以投資是出口的原因，但不能拒絕“出口不是投資的原因”的原假設，所以出口不是投資的原因，因此，投資對出口具有單向的因果關系；(2)可以在5%的顯著性水平上拒絕“投資不是進口的原因”的原假設，所以投資是進口的原因，同時，可以在1%的顯著性水平上拒絕“進口不是投資的原因”的原假設，所以進口也是投資的原因，因此，投資與進口具有雙向的因果關系；(3)從程度的比較來看，投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

此外，通過表3還可以發現，出口是進口的原因，但進口不是出口的原因，出口對進口具有單向的因果關系。這并非是本文關注的問題，但與此相關有一個問題值得關注和解釋：出口是進口的原因，進口是投資的原因，那么是否能推論出出口也是投資的原因，如果能如此推論，則和前面得出的結論相矛盾。如何對此給以解釋呢？當然，答案是不能做此推論。這是因為，與日本對東亞出口相關聯的進口是對一些在日本居于相對優勢產業的具有較高科技含量的產品的進口，這部分進口構成日本出口生產要素的需求；而與日本對東亞投資相關聯的進口是對一些在日本居于邊際優勢(即相對劣勢)產業的產品進口，這些產業盡管在日本有需求但由于生產成本或經濟結構調整等因素而無法生產，因而構成了對外投資。所以，出口推動的進口和推動投資的進口不具有相同的內容，因此上述推論不成立。但是，這個不成立的推論更深刻地說明了本文研究的邊際優勢戰略下日本對東亞投資與出口和進口之間的關系。

五、結論和相關研究展望

本文的研究證明，在邊際優勢戰略下，對外投資與本國出口和進口之間存在如下關系：(1)對外投資推動本國出口的增加，本國出口對本國對外投資沒有作用或作用不明顯；(2)對外投資推動本國進口的增加，本國進口同樣推動本國對外投資的增加；投資與進口的關系相對于投資與出口的關系更加密切。

篇10

本次核對研究涵蓋了2000年、2004年和2006年的雙邊貨物貿易統計數據。主要發現和結論如下:

一、無論是東向貿易(中國出口至美國)還是西向貿易(美國出口至中國),雖然雙邊貿易規模及統計差異在不斷擴大,但差異率(統計差異絕對值占相應進口額的比率)卻在不斷下降。這說明如果剔除貿易規模擴大的影響,雙邊的貿易統計差異實際上在逐步縮減。

二、雙邊貿易統計的最大差異來自東向貿易,約占整體統計差異的80%～90%。近年來,東向統計差異隨雙邊貿易規模的增長而不斷擴大。2000年～2006年,美國自華進口從1 001億美元增至2 878億美元,增長187%;中國對美出口從521億美元增至2 035億美元,增長291%。同期,東向統計差異從480億美元擴至843億美元,西向統計差異從61億美元減至40億美元。由于東向統計差異占比較大,工作小組重點對其進行了研究。

三、造成東向統計差異的原因,可能源于數據加工和處理過程中的概念性和方法論差異。主要包括:統計上的地域概念差異、記錄時間差異、出口統計中是否包含“再出口”數據。但這些差異對雙邊統計差異的凈影響不大。為深入研究雙邊統計差異問題,工作小組分別對東向貿易中的間接貿易和直接貿易進行了研究。

──東向間接貿易是指從中國起運的貨物,在中轉國(地區)進行商業交易后再轉運至美國。近年來,間接貿易在雙邊東向貿易中的比重逐步下降,但2006年,其造成的統計差異仍然高達東向整體統計差異的52%。盡管中美貿易統計均遵循聯合國的伙伴國屬地原則,但由于進口按原產地統計、出口按可知目的地統計,雙邊的貿易統計難免會產生差異。主要包括兩種情形:當貨物經第三方轉口時被深加工、再包裝或轉賣加價而產生增加值;或者中國企業在出口報關時不知美國為其貨物的最終目的地,報作對中轉地的出口,但美方按原產地規則記作自中國的進口。大部分間接貿易主要經由香港轉口,但其所占比重正逐年下降;經由其他地區的間接貿易規模及其導致的統計差異在持續增長。

經測算,在東向間接貿易中,2000年、2004年及2006年,由以上原因導致的統計差異分別為289億美元、327億美元和441億美元。

──東向直接貿易是指從中國起運的貨物,未經停其他國家(地區)進行商業交易而直接出口至美國。2006年,直接貿易統計差異約占東向整體統計差異的48%。研究發現:雙方報關價格不同是導致東向直接貿易統計差異的重要原因;美方進口報關價格高于中方出口報關價格,是直接貿易統計差異中一個可量化因素。從中國出口的貨物在運抵美國途中,所屬權有可能發生變更。相對于一般貿易商品,這種情況在加工貿易商品中更經常發生。較高的美國進口報價體現了商品的加價行為,并沒反映出所屬權的變更。

為找出量化此部分差異的方法,工作小組對若干技術問題進行了深入探討。經測算,在東向直接貿易中,2000年、2004年及2006年,因報價不同導致的統計差異分別為132億美元、194億美元和210億美元。

──綜上所述,工作小組對東向統計差異的原因進行識別,并量化估算了其對整體統計差異的影響。對統計數據進行估算調整后,研究年度內的雙邊統計差異顯著縮小:2000年,兩國官方公布的東向統計差異為480億美元,對能夠解釋的差異進行調整后,統計差異縮減為75億美元;2004年和2006年,統計差異分別由原來的718億美元、843億美元調減為235億美元和242億美元。三年中每年的留存差異率(即工作小組未作解釋的東向剩余統計差異在美國自華進口額中的比率)均在8%～12%區間。

四、鑒于西向貿易統計差異占整體統計差異的比重較小,小組未對西向貿易數據進行直接貿易和間接貿易的區分處理,僅對概念性和方法論導致的統計差異進行了研究。結果表明:兩國計價方式不同(中國進口采用CIF “到岸價格”計價,美國出口采用FAS“舷邊交貨價”計價)是導致西向貿易統計差異的主要原因。

正文

一、概述

(一)研究背景

1994年,第8屆中美商貿聯委會曾設立統計小組,對雙邊貨物貿易統計差異問題進行核對研究,以解釋和量化兩國官方統計數據之間存在的差異。該項研究的初衷,源于兩國公布的統計數據之間存在超乎尋常的巨大差異。自20世紀90年代以來,中美雙邊貿易顯著增長,貿易統計差異也隨之擴大。據中方統計,1993年～2006年間,兩國貿易額從277億美元增至2 627億美元,對美順差從63億美元增至1 443億美元;據美方統計,同期兩國貿易額從403億美元增至3 430億美元,對華逆差從228億美元增至2 326億美元。

為深入了解近期形勢變化下雙邊貿易統計差異的成因,在2004年4月舉行的第15屆中美商貿聯委會上,雙方商定再次成立貿易統計工作小組,作為聯委會下一個合作磋商機制,對貿易統計差異問題共同進行核對研究并互換意見。中方成員單位包括中國商務部和海關總署,美方成員單位包括美國商務部和貿易代表辦公室。

(二)研究范圍

該項研究的目的,旨在找出兩國官方數據產生統計差異的原因,促進數據使用者對雙邊貿易統計差異成因形成共識。這些差異可能來自數據收集和處理過程中的概念性和方法論差異。工作小組研究的重點是識別并量化雙邊統計差異的主要成因。數據核對工作中所進行的調整,既不意味著任何一方的貿易統計制度有誤,也不表示要對任何一方公布的官方數據進行修訂或更正。

研究核對內容為2000年、2004年和2006年中美官方公布的貨物貿易統計數據,具體包括:商品協調制度編碼、起運地/運抵地、運輸方式和其他信息。

(三)研究方法

盡管中美兩國都遵循聯合國貨物貿易統計制度,但并不意味著相互的進口和出口數據能夠吻合,計價方式、伙伴國屬性等因素均會導致雙邊統計差異。比如:國際運費和保險費計入中國的進口統計,但不計入美國的出口統計。

轉口貿易,特別是途徑香港的轉運,對雙邊數據的比對影響可以量化。中美兩國均將原產地作為進口統計依據,把出口所知目的地作為出口統計依據。在中美之間途經香港的貿易中,出口時所知目的地通常被報作是香港,然而當貨物最終進口至中國或美國時,進口國會根據原產地規則進行統計,這時統計的“出口方”有可能不是香港。

即使剔除已知的和可量化的概念性與方法論差異,統計差異依然存在。與西向貿易相比,東向貿易的統計差異尤為顯著,故工作小組將其作為研究重點。工作小組將東向貿易分為兩部分以研究相關統計差異:(1)直接貿易,是指從中國起運的貨物,未經停其他國家(地區)進行商業交易而直接出口至美國;(2)間接貿易,是指從中國起運的貨物,在中轉國(地區)進行商業交易后再轉運至美國。詳見下文。

二、東向貿易

中美官方貿易統計的最大差異來自東向貿易。研究年度內,中國出口數據與美國進口數據間的差額在持續擴大,但差異率(雙方統計差異與美國自華進口額的比率)已有所下降。2000年、2004年及2006年,東向貿易統計差異分別為480億美元、718億美元及843億美元,分別占相應年份整體統計差異的88.7%、87.8%和95.5%(見表1)。

如表1所示,盡管差異率從2000年的47.9%下降至2006年的29.3%,顯示統計差異可能在縮減,但由于雙邊貿易量的增長,2006年843億美元的統計差異仍較往年高出許多。

(一)統計方法及概念定義性差異(已知及可量化部分)

1.統計轄區差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關關境區域,中國將其視為單獨行政區域。因此,中國在出口統計中將其單獨列出,未包含在與美國的貿易統計之中。根據美方統計,2000年、2004年和2006年,以上兩地自華進口額分別為2億美元、4億美元和7億美元。

2.運輸時滯差異

運輸時滯差異是指因商品跨年度運輸而對雙方統計造成的差異,往往由長途海運造成。以美國進口統計中的出口和進口日期為依據,工作小組測算:2000年、2004年和2006年,運輸時滯導致的統計差異分別為9億美元、20億美元和27億美元。

3.中國再出口差異

中國出口統計中包括非原產于中國但經中國再出口至美國的貨物。美國將這些貨物統計為自原產地而非中國的進口。據中方統計,2000年、2004年和2006年,中國再出口貨值分別為10億美元、24億美元和30億美元。

4.其他差異

除以上差異外,東向貿易中還存在其他可能的統計差異,比如美國對中國商品的再出口(見附錄2)。由于此部分差異的信息不全,工作小組沒有嘗試對其進行估算調整,但這并不排除其造成東向貿易統計差異的可能性。

(二)直接貿易差異

自20世紀90年代雙方進行首次核對研究以來,中美之間的直接貿易顯著增長。據中方統計,研究年度內,直接貿易方式在中國對美出口總值中的比重,由2000年的71%上升至2004年的84.5%、2006年的88.7%;美方統計的比重,則由2000年的56%上升至2004年的73.5%、2006年的76.7%。

研究年度內,大約50%的東向統計差異由直接貿易造成。加工貿易商品在直接貿易中占比較高(據中方統計,2006年占60%),這些商品通常因中間商加價行為導致美方的進口報關價格高于中方的出口報關價格。通常的做法是:中國企業從境外(也包括美國)進口原輔材料、零配件、包裝物料等,經加工或裝配后,再將產品出口至美國。中國加工企業通常通過中間商接收訂單并將加工后的商品轉賣給美國買家。因此,中國加工企業的出口報關價格往往是中間商的較低買進價格,而美國買家的進口報關價格則是經中間商加價后的較高賣出價格。除此之外,可能還會有其他原因導致直接貿易統計差異,但工作小組此次沒有進行探究。

中美雙方都沒有足夠的信息來識別被中間商購買和轉賣的直接貿易交易商品。工作小組曾將中方直接貿易出口信息與對應的美方進口信息進行抽樣比對,但主要由于兩組信息不能一一對應,無法從中得出關于直接貿易統計差異成因的結論。然而,兩國的非官方信息均支持以下推論:在涉及加工貿易商品的交易中,直接貿易的運輸有可能通過中間商來安排并進行。

經工作小組估算(具體方法見附錄3),加工貿易商品在直接貿易過程中經中間商轉賣造成的統計差異分別為:2000年132億美元,2004年194億美元,2006年210億美元。

(三)間接貿易差異

從中國出口的貨物,可直接運抵美國,亦可經中間國(地區)進行商業交易后轉運至美國。盡管中美兩國均遵循聯合國的伙伴國屬地原則,轉口貿易還是導致了統計差異,并成為雙邊貿易統計差異成因中的一個重要因素。主要包括以下情形:

1.貨物經第三方轉口期間,被重新加工或包裝,形成新的增加值;

2.部分貨物在出口報關時不知其最終目的地,因此被記作對中轉地的出口。

以上情形均會導致美國的進口統計大于中國的出口統計。

雖然轉口貿易是造成中美統計差異的一個重要原因,但其貿易規模自20世紀90年代以來持續下降。2000年～2006年間,據中方統計,間接貿易在東向貿易中的比重從28.9%下降到11.3%,美方統計的比重則從44%下降到23.3%。然而,間接貿易導致的統計差異仍占東向整體統計差異的一半左右。因此,間接貿易仍被認為是造成東向貿易統計差異的一個重要因素。

工作小組同時發現,在東向貿易統計差異中,香港轉口因素導致的差異比重正不斷縮小,經由其他地區的轉口貿易規模及其統計差異在逐年擴大。據統計,經香港轉口導致的差異占東向整體差異的比重已由2000年的49.7%降至2006年的25.8%;經其他地區轉口導致的差異比重則從2000年的10.6%升至2004年的17.6%、2006年的26.5%。

1.經香港的轉口差異

如前所述,中國商品在經香港轉口到美國時,除非商品性質在香港發生了實質性改變,否則美國將此批貨物連同增加值一同記作“自中國的進口”。此外,還有部分貨物在中國出口報關時報作“對香港的出口”,實際上最后出口到了美國。以上兩種情形均需做出調整。

經測算(具體方法見附錄4),2000年、2004年和2006年,經香港轉口導致的統計差異分別為239億美元、201億美元和217億美元。

2.經其他國家(地區)的轉口差異

此部分差異也包括兩種情形:一是中國商品在出口美國時,經其他國家(地區)轉口過程中產生了增加值;二是部分商品從中國出口時將中轉地報作最終目的地,但最終進入了美國。

2000年、2004年和2006年,按美方統計,經香港以外地區進口的中國商品分別為55億美元、130億美元和228億美元;按中方統計,以上相應年份,經香港以外地區轉口到美國的商品分別為5億美元、4億美元和5億美元。據此測算,經其他地區轉口導致的統計差異大致為50億美元、126億美元和223億美元。

(四)東向貿易統計差異調整結果

綜合以上研究結果,工作小組將雙邊東向貿易統計差異調整如下(見表2):

三、西向貿易

就規模而言,西向貿易較東向貿易小很多,差異情況也大致如此。研究年度內,西向平均差異低于70億美元,東向平均差異則較其大10倍,幾近700億美元。盡管西向統計差異數值較小,但占西向貿易的比重一直很大,近年來才有所降低。2000年和2004年,西向差異率(雙方統計差異占中國自美進口額的比率)約為25%左右,2006年下降至7%(見表3)。

(一)統計方法及概念定義性差異(已知和可量化部分)

1.統計轄區差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關關境區域,中國將其視為單獨行政區域,調整時應從美國出口額中剔除。研究年度內的3年數值都很小。據美方統計,2000年、2004年和2006年,以上兩地對華出口額分別為0.15億美元、0.74億美元和1.03億美元。

2.航運費用差異

中國進口統計采用到岸價格(CIF)計價,其中包括保險費和運輸費;美國出口統計采用舷邊交貨價(FAS)計價,不包括以上兩項費用。為解決兩國因對國際航運費用進行不同處理而產生的統計差異,工作小組對中國進口數據進行了調整。

鑒于美國、中國的西向貿易統計均未對航運費用進行直接計算,工作小組采用了估算方法。美國在東向貿易進口統計中有關于“貨物航運費”的單獨記錄,因此可用“航運費與FAS進口額之比”來估算西向貿易的運輸費用。該比值比較穩定,研究年度內均在7%左右。

由此推算,2000年、2004年和2006年,雙方由于計價方式不同而產生的統計差異分別為12億美元、24億美元和39億美元。

3.美國再出口差異

美國出口統計中包含非原產于美國、但經美國再出口到中國的貨物;中國的進口統計將其記作自原產地而非美國的進口。既然此部分貨物不是“美國商品”,應將其從美國出口數據中剔除。

據美方統計,研究年度內,西向再出口貨值占美國出口總額的比重一直在6%左右。2000年、2004年和2006年,美國再出口貨值分別為9億美元、21億美元和36億美元。

4.修理費用差異

美國把修理貨物的費用計入其出口額,但中國沒把此類貿易統計在其進口項下,因此應將修理費用從美國出口數據中剔除。

據美方統計,2000年、2004年和2006年,對華出口的“貨物修理費用”分別為0.76億美元、1.03億美元和1.46億美元。

5.其他差異

鑒于西向貿易統計差異占整體統計差異的比重較小,且缺乏運輸時滯以及區分間接貿易和直接貿易的數據,工作小組未對這些因素做嘗試量化調整。然而,這并不排除其造成西向貿易統計差異的可能性。

(二)西向貿易統計差異調整結果

西向貿易研究結果只解釋了西向統計差異的一小部分(見表4),其原因是在研究年度內,對美國出口數據中的“再出口”調整幾乎與中國進口數據中的“航運費”調整相抵消。另外,由于西向統計差異相對較小且逐漸下降,加之量化調整所需數據難以獲取,一些概念和定義性差異以及轉口貿易差異只是被特別點明,而未做量化調整。調整后的留存差異率在7%～27%之間。

四、結論

通過對中美貿易統計數據及相關信息的比對研究,工作小組找到了雙邊貿易統計差異的主要特征及其成因,并盡可能對可量化的統計差異進行了調整。有關結論如下:

(一)雖然中美貿易規模在逐年擴大,但東向及西向貿易的差異率均在不斷下降。2000年、2004年和2006年,東向貿易的差異率由47.9%下降至36.5%、29.3%,西向貿易的差異率由27.3%下降至22.2%、6.7%。這說明若不考慮貿易規模增長的影響,雙邊的統計差異實際上在逐步縮減。

(二)中美貿易統計的最大差異來自東向貿易。研究年度內,東向統計差異約占整體統計差異的80%～90%。也就是說,美方統計的自華進口額遠大于中方統計的對美出口額,而對應的美國對華出口額與中國自美進口額則比較接近。隨著雙邊貿易規模的不斷擴大,東向貿易統計差異亦不斷增多。因此,工作小組重點對東向貿易統計差異進行了核對研究。

(三)工作小組分析了東向貿易統計差異的成因,主要發現包括:

1.東向直接貿易(從中國起運的貨物,未在其他國家或地區進行商業交易而直接運抵美國)導致的統計差異占東向整體統計差異的近一半。究其原因,主要是由于加工貿易商品在其中占很高的比重(按中方統計,2006年為60%),并因中間商加價行為導致美方的進口報關價格高于中方的出口報關價格。2000年至2006年,隨著東向直接貿易比重的不斷增大,其導致的統計差異也隨之增多。

2.轉口貿易及其增加值也是造成雙邊統計差異的重要原因。近年來,雖然轉口貿易在雙邊貿易中的比重大幅下降,但其導致的統計差異仍然占整體統計差異的近一半。其中,經香港轉口的差異影響最大,但近年來已逐漸減弱。

3.雙方統計差異還來自于數據加工處理過程中的統計方法和概念定義的不同,主要包括統計轄區差異、運輸時滯差異、中國再出口差異等等。由于這些因素相互抵消,它們對雙邊統計差異的凈影響不大。

(四)鑒于西向貿易統計差異占整體統計差異的比重較小,而且缺乏轉口運輸及運輸時滯等數據,工作小組僅從統計方法及概念定義性差異方面,對西向貿易中已確定和可量化的統計差異進行了研究。結果表明:兩國計價方式不同(中國進口采用CIF計價,美國出口采用FAS計價)產生的差異是西向貿易中的最大差異,但與“美國再出口”導致的差異相抵后,對整體差異的影響很小。

附錄1:

附錄2:

關于美國對華商品再出口的說明

美國可能會作為中轉國,將原產于中國的商品再出口至其他國家或地區,如加拿大或墨西哥。在這種情況下,盡管雙方均遵循聯合國的伙伴國屬地原則,但仍會產生統計差異。由于美國按原產地(中國)統計進口,中國按最終目的國(比如加拿大或墨西哥)統計出口,因此美國的進口數字可能高于中國的出口數字。

美國不統計再出口到墨西哥或其他國家(地區)的貨物原產地信息。但根據美國和加拿大簽訂的數據交換協議,可獲知美國再出口到加拿大且原產于中國的商品信息:2000年、2004年和2006年,分別為10億美元、24億美元和30億美元。

鑒于美國對華商品再出口的信息不完整,工作小組沒有嘗試進行估算調整。

附錄3:

直接貿易中加工貿易商品增加值測算方法

對于中國直接出口到美國的加工貿易商品,美國統計的進口價值可能會高于中國統計的出口價值。這是由于這些貨物在出口后可能被中間商購買,隨后以更高的價格轉賣給美國買家,以上加價沒有被計入中方出口統計,但被計入了美方進口統計。這是導致中美貿易統計差異的一個重要因素。

這些商品的增值率,是指美國進口值與經價格調整后的中國出口值之間的比率。計算直接貿易中加工貿易商品增加值的方法,參照的是香港轉口增加值的測算方法(見附錄4)。公式如下:

出口調整值=中國加工貿易商品出口單價×美國進口數量

加工貿易出口調整值=出口調整值×加工貿易比重

增值率=∑加工貿易出口調整值/∑美國進口值

=(這些商品單價×商品數量)之和/美國進口值

根據計算得出的增值率,可推導出直接貿易中加工貿易商品的增加值:

增加值=(增值率-1)×貨物進口值

以上增值率的計算依據及數據來源,主要包括:

(1)使用中方統計的對美直接貿易出口中,加工貿易占比50%以上的HS6位碼商品數據,以及對應的美方統計的6位碼進口數據。由于美國統計中不能區分出加工貿易方式,因此工作小組使用了50%這一閥值來估選對應的美國進口統計中的加工貿易商品。

(2)對直接貿易中加工貿易商品調整值的計算,基于中方貨物的單價及美方的進口值。

(3)測算范圍包括報關單價可獲且調整值低于美方進口值的HS6位碼商品。工作小組認為HS6位碼商品報關價格造成的差異調整值不應大于相應的美國進口值,所以在實際計算中剔除了一些不合理的商品編碼。

附錄4:

香港轉口增加值測算方法

經香港轉運至美國的中國貨物,其價值通常高于香港自中國內地進口時的價值。這是因為貨物在香港被進一步加工后產生了增加值,或轉運商為逐利而抬價。這部分增加值或抬價沒被計入中國的出口統計,但被計入了美國的進口統計。這是導致中美貿易統計差異的一個重要因素。

此處所指的轉口增值率,是指“經香港轉運的中國貨物的價值”與“香港從中國內地進口時的價值”相較后的增長率。即:香港轉口值中所包含的香港增加值的比率。其計算公式如下:

根據計算得出的轉口增值率,可按如下公式計算經由香港轉口的增加值:

增加值=(增值率-1)×轉口貨物的進口值

關于轉口增值率的計算依據及數據來源,主要包括:(1)使用香港統計的商品進口及轉口數據;(2)比較香港自中國內地的進口單價與轉口中國內地貨物到美國的單價變化情況;(3)計算可獲得單價信息的HS6位碼商品。

(文章來源:商務部網站)