進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)范文

導(dǎo)語：如何才能寫好一篇進(jìn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

一、紡織服裝進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模在整固

(一) 紡織服裝出口率先“回暖”

世界金融危機(jī)重創(chuàng)世界經(jīng)濟(jì),2008年11月至2009年2月世界貿(mào)易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進(jìn)出口貿(mào)易與世界大多數(shù)國家一樣嚴(yán)重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿(mào)易進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的最大跌幅分別為-29.1%、-25.7%、-43.1%個(gè)百分點(diǎn),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(jìn)出口、出口、進(jìn)口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個(gè)百分點(diǎn),結(jié)果好于預(yù)期,為中國GDP增長8.7%、為世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇做出了較大的貢獻(xiàn)。我們從分月統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn),在世界貿(mào)易極為困難的2009年元月份,我國紡織服裝進(jìn)口隨市場下跌了36.5個(gè)百分點(diǎn),而出口卻逆勢飛揚(yáng),同比只下降了0.7個(gè)百分點(diǎn),給“冰冷”的市場帶來了一絲“春意”,讓世人看到了復(fù)蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國紡織服裝進(jìn)出口同比指標(biāo)“二次探底”又回跌到兩位數(shù),但到12月份出口、進(jìn)口、進(jìn)出口同比增長全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進(jìn)出、進(jìn)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(mào)易全年出口、進(jìn)出、進(jìn)出口同比負(fù)增長分別減少了6.2%、1.9%和4.1%個(gè)百分點(diǎn),全年紡織服裝出口額達(dá)到1670.6億美元,出口貿(mào)易依存程度達(dá)到3.4%,也就是說2009年的GDP的3.4%是通過紡織服裝出口實(shí)現(xiàn)的。

(二)紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢

紡織服裝是我國重要的工業(yè),也是我國對外開放最早、最多利用外資的產(chǎn)業(yè),通過引進(jìn)技術(shù),我國紡織服裝工業(yè)的比較優(yōu)勢凸顯,并通過轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易增長方式,國際競爭優(yōu)勢越來越明顯。從表1可知,2009年我國紡織服裝進(jìn)出口貿(mào)易總額是1838.9億美元,占全國貨物貿(mào)易比重為8.3%,其中出口高達(dá)1670.7億美元,占全國貨物出口貿(mào)易的13.9%;進(jìn)口僅為168.2億美元,占全國貨物進(jìn)口貿(mào)易比重的1.7%;貿(mào)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(mào)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(mào)易卻創(chuàng)造了接近4/5的貿(mào)易順差價(jià)值。我國紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢是由于產(chǎn)業(yè)的國際競爭力所決定的。在世界上通常用某一產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易差額與某一產(chǎn)業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易額的比率所表示的國際競爭力指數(shù),也叫TC指數(shù),若指數(shù)為負(fù)值,表明該類商品為凈進(jìn)口,不具備國際競爭力;若指數(shù)為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強(qiáng)的國際競爭力。經(jīng)過計(jì)算,我國2009年紡織服裝TC指數(shù)為0.82,昭示我國的紡織服裝在國際市場上繼續(xù)保持極強(qiáng)的國際競爭力,進(jìn)一步確立我國世界上最大的紡織服裝生產(chǎn)大國和出口國的地位。

二、紡織品服裝出口貿(mào)易方式在改善

(一)一般貿(mào)易快速發(fā)展

我國的紡織服裝出口由來已久,但快速發(fā)展則得益于對外開放政策,我國抓住了20世紀(jì)80、90年代世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的機(jī)遇,“大進(jìn)大出”、“兩頭在外”,通過“三來一補(bǔ)”,積極利用分工參與國際市場交換,大力發(fā)展加工貿(mào)易,我國紡織服裝出口貿(mào)易進(jìn)入蓬勃發(fā)展、全面提速的時(shí)代。 1994年出口貿(mào)易額達(dá)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(dá)到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創(chuàng)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(bǔ)貼和技術(shù)壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會(huì)責(zé)任的困擾,成為貿(mào)易保護(hù)主義貿(mào)易的重災(zāi)區(qū)。因此,我國紡織品服裝貿(mào)易亟待轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式,大力發(fā)展一般貿(mào)易。從上表可以看出兩點(diǎn):一是紡織服裝進(jìn)出口一般貿(mào)易率的同比增長,進(jìn)口10.34%、出口-5.83%、進(jìn)出口貿(mào)易-5.43%,明顯好于我國貨物貿(mào)易的一般貿(mào)易率,2009年我國貨物貿(mào)易一般貿(mào)易率進(jìn)口、出口、進(jìn)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(jìn)口、進(jìn)出口總額中的一般貿(mào)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(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式從擴(kuò)大一般貿(mào)易開始突圍并取得了較好的成效。

(二)加工貿(mào)易降幅較大

2006年9月14日財(cái)政部、國家發(fā)展改革委員會(huì)、商務(wù)部、海關(guān)總署、國家稅務(wù)總局等五部委聯(lián)合《關(guān)于調(diào)整部分商品出口退稅率和增補(bǔ)加工貿(mào)易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿(mào)易過快增長。從表3可以看出三點(diǎn):一是我國2009年加工貿(mào)易的紡織服裝進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的較之2008年有兩位數(shù)的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿(mào)易和紡織服裝一般貿(mào)易的降幅,說明我國紡織服裝貿(mào)易應(yīng)對金融危機(jī)調(diào)整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿(mào)易的進(jìn)出口、出口同比是正增長,而2009年進(jìn)料加工進(jìn)出口、出口同比下降了12.2%,來料加工進(jìn)出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說明我國調(diào)整紡織服裝加工貿(mào)易的力度在加大。三是來料加工和進(jìn)料加工同屬加工貿(mào)易,我國紡織服裝來料加工進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的同比降幅大于自營業(yè)務(wù)的進(jìn)料加工分別是7.03、7.51和6.92個(gè)百分點(diǎn),彰顯我國調(diào)整貿(mào)易方式是有序的。

三、紡織服裝出口的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)在優(yōu)化

(一)紡織服裝出口的增速放緩

我國要優(yōu)化紡織服裝出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),需要適當(dāng)減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當(dāng)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(chǎn)品結(jié)構(gòu)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(diào)整與振興政策。三是就服裝分類產(chǎn)品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(qiáng)勁上升,出口數(shù)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(jià)偏低

我國紡織服裝出口不僅要率先恢復(fù)貿(mào)易增長,還要努力實(shí)現(xiàn)由數(shù)量增長向質(zhì)量效益增長的轉(zhuǎn)型。2009我國紡織服裝出口的價(jià)量關(guān)系憂喜參半。一是從表4可知,紗線出口平均價(jià)格下跌4.93%,其中棉紗線平均每公斤的價(jià)格3.38美元,同比下跌6.25%;絲線平均每公斤的價(jià)格21.92美元,同比下跌12.31%;化學(xué)纖維紗線平均每公斤的價(jià)格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、動(dòng)物毛紗線平均每公斤的價(jià)格20.39美元,同比微漲0.69%。面料也是量價(jià)齊跌,其中棉布平均每米價(jià)格1.18美元,同比下跌8.45%;絲機(jī)織物平均每米價(jià)格2.92美元,同比下跌9.42%;化纖織物平均每米價(jià)格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛動(dòng)物毛機(jī)織物平均每米價(jià)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(jià)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(xiàn)量減價(jià)升態(tài)勢。針織服裝價(jià)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(jià)格是10.87美元,同比增加11.85%;化纖針織服裝每件套平均價(jià)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(jià)格增長1.69%。毛皮革服裝價(jià)格憂喜參半,每件套平均出口成交價(jià)格是65.74美元,同比增長28.13%,其中毛皮服裝、皮革服裝價(jià)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(chǎn)大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價(jià)格雖然出現(xiàn)了微升的良好態(tài)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(kuò)大

(一) 紡織服裝出口的洲際市場

市場有人口、購買力和購買愿望三大要素,從理論角度考量,亞洲、歐洲和北美是我國紡織服裝的主要出口市場。從表5可知:一是紡織服裝出口前10大市場中,亞洲4席、歐洲5席、北美洲1席,說明2009年我國紡織服裝的主要出口市場仍集中在亞洲、歐洲和北美洲。2009年我國紡織服裝向亞洲、歐洲和北美洲三大市場的出口高達(dá)全部紡織服裝出口的88.5%。其中向亞洲出口7484667萬美元、向歐洲出口4284566萬美元、向北美洲出口2961256萬美元,分別占我國同類產(chǎn)品出口的比重為40.1%、23.3%和16.1%。我國紡織服裝出口市場是多元化的,除上述三大市場外,依次是非洲、拉丁美洲和大洋洲。二是在亞洲市場中我國與東南亞和中東地區(qū)的紡織服裝貿(mào)易繼續(xù)保持活躍。2009年向東南亞紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-2.5%、2.3%和-11.3%,而相應(yīng)的進(jìn)口分別同比增長10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中東地區(qū)紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-1.1%、-4.5%和1.8%;進(jìn)口分別同比增長24.5%、19.8%和28.7%。三是歐洲市場主體是歐盟,根據(jù)入盟之先后,大體上可以把歐盟區(qū)分為歐盟15國和東擴(kuò)12國。在2009年紡織服裝貿(mào)易統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn),我國對歐盟27國的出口同比下降7.2%,歐盟15國只下降了6.7%,而東擴(kuò)12國則下降了13.9%。其中紡織產(chǎn)品出口歐盟15國同比下降10.7%,而東擴(kuò)12國則下降了19%;服裝產(chǎn)品出口歐盟15國同比下降5.6%,而東擴(kuò)12國則下降了11.2%。

篇2

［關(guān)鍵詞］反補(bǔ)貼;貿(mào)易限制效應(yīng);貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng);實(shí)證分析

［中圖分類號(hào)］F742［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］B［文章編號(hào)］1002-2880(2011)03-0023-03

作者簡介：孫銘，女，漢族，湖北武漢人，湖北大學(xué)商學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生，研究方向：國際貿(mào)易政策。一、引言

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

圖1列出了1993—2009年間立案的國際反補(bǔ)貼案件數(shù)量變化。WTO成立之后，反補(bǔ)貼案件數(shù)有所下降。但自1996開始，反補(bǔ)貼案件數(shù)逐年上升，并于1999年到達(dá)頂峰，高達(dá)41起。其后反補(bǔ)貼案件數(shù)呈波動(dòng)下降的趨勢。然而，2005—2009年間，案件數(shù)又逐年上升。相對于世界上各國進(jìn)行立案的反傾銷案件而言，反補(bǔ)貼的案件雖然比較少，但是該救濟(jì)措施究竟會(huì)產(chǎn)生什么樣的貿(mào)易效應(yīng)，以及程度有多大，仍然值得研究。

圖11993—2009年國際反補(bǔ)貼案件數(shù)量的變化

資料來源：根據(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理。二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者對反補(bǔ)貼問題的研究從未間斷，但反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)問題較少受到關(guān)注。從現(xiàn)有的國外研究來看，有一些學(xué)者對反補(bǔ)貼的實(shí)施效果進(jìn)行了實(shí)證研究。Yu-Ter Wang(2005)等學(xué)者對反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)持否定觀點(diǎn)。與此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分別利用CGE(可計(jì)算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型認(rèn)為反補(bǔ)貼是限制貿(mào)易的重要手段之一。國內(nèi)研究方面，目前只有少數(shù)學(xué)者對反補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了初步的研究，如鄒琪等(2006)的研究認(rèn)為反補(bǔ)貼會(huì)給社會(huì)經(jīng)濟(jì)福利造成損失。鑒于反補(bǔ)貼具有和反傾銷類似的歧視性，在對反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究時(shí)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(jìn)行反傾銷的面板數(shù)據(jù)為例，得出結(jié)論：對發(fā)展中國家征收反傾銷稅的申訴國不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但存在貿(mào)易限制效應(yīng)。Prusa(1999)利用美國1980—1994年對外反補(bǔ)貼數(shù)據(jù)，證明美國的反傾銷措施從很大程度上扭曲了其貿(mào)易模式，導(dǎo)致進(jìn)口額下降30%～50%。與此同時(shí)，Konings (2001)則發(fā)現(xiàn)，歐盟在1985—1990年間發(fā)起的反傾銷并未產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。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(shù)據(jù)，考察了歐美對華反傾銷的貿(mào)易破壞效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的存在和大小。

總體上看，由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺乏，國內(nèi)外對于反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統(tǒng)計(jì)資料來看，1993—2009年間的國際反補(bǔ)貼案件累計(jì)已接近300件，這為目前的實(shí)證研究提供了充足的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。與此同時(shí)，關(guān)于反傾銷的經(jīng)驗(yàn)研究在計(jì)量方法上有了很大發(fā)展，這為反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究提供了一定的技術(shù)支持。本文將根據(jù)1993—2007年立案的反補(bǔ)貼案件數(shù)據(jù)，對反補(bǔ)貼貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。

三、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說明

為了衡量反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)，本文結(jié)合反補(bǔ)貼案件和6位HS編碼產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)包含時(shí)間序列和截面的面板數(shù)據(jù)集，以考察1993—2007年立案的反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)。首先通過考察反補(bǔ)貼對被訴國進(jìn)口貿(mào)易額的影響，來判斷反補(bǔ)貼立案是否會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易破壞效應(yīng)。其次通過從被訴國進(jìn)口比例的變化來考察反補(bǔ)貼是否會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

本文的回歸模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建，采用以下的半對數(shù)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(chǎn)品的進(jìn)口額。ln(Importijt-1）是被解釋變量的滯后一期值，這是由于貿(mào)易的滯后值是會(huì)影響到當(dāng)前的貿(mào)易。t規(guī)范為t=0表示反補(bǔ)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(jié)案方式的影響，若反補(bǔ)貼立案后第一年為肯定結(jié)案，則取值為1，其他為0；同理，AFFijt+2在 t=+2時(shí)取值為1，其他為0；若立案后第一年為否定結(jié)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(shí)取值為1，其他為0。ηij度量的是各截面單元的個(gè)體差異，uijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在反補(bǔ)貼立案前，被訴國對申訴國進(jìn)口的大幅增長會(huì)導(dǎo)致反補(bǔ)貼調(diào)查；反補(bǔ)貼措施會(huì)限制申訴國從被訴國的進(jìn)口，即存在貿(mào)易限制效應(yīng)；反補(bǔ)貼會(huì)導(dǎo)致涉案產(chǎn)品的進(jìn)口從被訴國轉(zhuǎn)移到非被訴國，即存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。因此，該模型中解釋變量滯后項(xiàng)的預(yù)期符號(hào)為正數(shù)，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預(yù)期符號(hào)為負(fù)數(shù)，NEGijt+1和NEGijt+2的預(yù)期符號(hào)可能為正，也可能為負(fù)。

由于該回歸中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題，若用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，必將導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的非一致性，進(jìn)而基于估計(jì)結(jié)果所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)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(jì)法。對方程(1)進(jìn)行一階差分之后，動(dòng)態(tài)面板模型可以表示為：

孫銘:反補(bǔ)貼措施的貿(mào)易效應(yīng)——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)

GMM估計(jì)法運(yùn)用滯后期和差分作為工具變量所產(chǎn)生的估計(jì)和檢驗(yàn)具有一致性和穩(wěn)健性，進(jìn)而基于估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)論所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義將有力地揭示反補(bǔ)貼的貿(mào)易效應(yīng)。

本文的研究對象為1993—2007年間立案的反補(bǔ)貼案件，這些案件是根據(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理出來的，包括11個(gè)進(jìn)行反補(bǔ)貼立案的國家和地區(qū)(美國，歐盟，加拿大，墨西哥，澳大利亞，巴西，智利，阿根廷，委內(nèi)瑞拉，哥斯達(dá)黎加和秘魯)，涉及共40個(gè)國家和地區(qū)，累計(jì)188起案件。每個(gè)案件的數(shù)據(jù)包括立案前后2年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是從聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫搜集而來，涵蓋了1991—2009年各國或地區(qū)從別國進(jìn)口涉案產(chǎn)品(6位HS編碼的細(xì)分產(chǎn)品)的數(shù)據(jù)。對于包含一個(gè)以上產(chǎn)品編碼的案件，本文將所有產(chǎn)品編碼下的進(jìn)口額數(shù)據(jù)匯總，以得到每個(gè)案件的進(jìn)口額數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)

用GMM估計(jì)法對動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數(shù)為0.402，表明進(jìn)口國在上年度進(jìn)口的變化會(huì)導(dǎo)致本年度的進(jìn)口同向變化，即上年度進(jìn)口每增加1%，則本年度的進(jìn)口會(huì)增加約0.402%。虛擬變量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)，這表明，不管最后是以肯定還是否定方式結(jié)案，反補(bǔ)貼都會(huì)導(dǎo)致申訴國對該產(chǎn)品的進(jìn)口減少，具有一定的貿(mào)易限制效應(yīng)，這與預(yù)期效果是一致的，只是針對不同結(jié)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(gè)虛擬變量值必須轉(zhuǎn)換成表1第三列的形式。結(jié)果表明，在肯定結(jié)案的反補(bǔ)貼案件中，申訴國從被訴國的進(jìn)口在第一年下降了約30%，第二年下降了約44%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)口額的年均下降幅度均在10%以內(nèi)，且在時(shí)序上呈逐步減少的趨勢。

表1反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

貿(mào)易限制效應(yīng)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)解釋變量(1)對應(yīng)的被解釋變量

變動(dòng)的實(shí)際百分比解釋變量(2)對應(yīng)的被解釋變量

變動(dòng)的實(shí)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(shù)937樣本數(shù)937J統(tǒng)計(jì)量50.2660J統(tǒng)計(jì)量37.5852注：各變量回歸系數(shù)后面的括號(hào)內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

(二)反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通過考察申訴國從非被訴國進(jìn)口的變化來研究反傾銷的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但是，貿(mào)易額的相對值(即申訴國從被訴國對某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重)比絕對值更能揭示貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。本文在研究反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)時(shí)，將運(yùn)用和Brenton(2001)提出的類似方法，將研究對象從非被訴國轉(zhuǎn)向被訴國，通過考察申訴國從被訴國對某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重來確定反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。可構(gòu)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(chǎn)品的進(jìn)口額占從世界對該產(chǎn)品進(jìn)口額的比重。同樣的，運(yùn)用GMM方法估計(jì)出的反補(bǔ)貼貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)如表1(2)所示。在回歸結(jié)果中，各解釋變量的系數(shù)估計(jì)值都較為顯著，并且與預(yù)期的一致，這表明在肯定結(jié)案的反補(bǔ)貼案件中，申訴國從被訴國的進(jìn)口在第一年下降了29.03%，第二年下降了約44.12%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)口額在第一年的下降幅度為9.82%，第二年為8.77%。顯然，反補(bǔ)貼立案會(huì)導(dǎo)致被訴國的進(jìn)口比重下降，該趨勢在第二年有所增強(qiáng)，貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)顯著。

五、結(jié)論與啟示

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

上述結(jié)論也引發(fā)了相關(guān)思考。第一，隨著中國在世界經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易中的地位逐漸上升，在發(fā)展成為新興的工業(yè)和貿(mào)易大國的同時(shí)，中國也理所當(dāng)然地成為了遭受國外反補(bǔ)貼申訴的主要目標(biāo)國。雖然相較于反傾銷而言，外國對中國反補(bǔ)貼的運(yùn)用開始得比較晚，但從2004年遭到國外第一例反補(bǔ)貼立案開始，至2009年底，累計(jì)已達(dá)到了37起，其中，已有19起案件被實(shí)施了反補(bǔ)貼措施。2004年，世界對中國反補(bǔ)貼案件占其對外反補(bǔ)貼案件總數(shù)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(bǔ)貼是針對中國展開的，國際對華反補(bǔ)貼形勢日趨嚴(yán)峻。因此，我國應(yīng)該積極行動(dòng)起來，通過出口市場多元化等途徑降低反補(bǔ)貼的貿(mào)易限制效應(yīng)。第二，要關(guān)注反補(bǔ)貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，該效應(yīng)將有可能削弱我國進(jìn)口競爭性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如何在不違反WTO規(guī)則的前提下，適度保護(hù)我國進(jìn)口競爭性產(chǎn)業(yè)，捍衛(wèi)本國利益，將是今后研究的主題。第三，反補(bǔ)貼措施的貿(mào)易效應(yīng)，還可以分行業(yè)或引入稅率等變量進(jìn)行衡量做進(jìn)一步研究。

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篇3

近年來，中國對外貿(mào)易順差的不斷擴(kuò)大給中國帶來了政治上和經(jīng)濟(jì)上的諸多問題，也引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。研究表明，中國在國際分工中所處的地位是中國對外貿(mào)易失衡的主要原因，即中國在國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中扮演著加工裝配地的角色，有大量的進(jìn)口中間品經(jīng)過加工組裝后出口到海外，導(dǎo)致了中國對外出口的大量增加。HenrykKierzkowski和LurongChen(2007)指出，如今零部件貿(mào)易比最終品貿(mào)易更為頻繁，碎片化生產(chǎn)和外包已經(jīng)成為常態(tài)。

田文（2005）認(rèn)為，目前由于新興工業(yè)化國家與發(fā)展中國家不斷加入到國際分工中來,產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易不但在量上成為國際貿(mào)易顯著增長的原因,而且成為國際貿(mào)易流向與格局變化的重要力量,成為發(fā)展中國家實(shí)現(xiàn)工業(yè)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的新途徑。崔瑋（2009）根據(jù)聯(lián)合國BEC行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)對中國中間品的進(jìn)口規(guī)模進(jìn)行了估算，認(rèn)為我國進(jìn)口商品主要為中間投入品，占總進(jìn)口的比例達(dá)到了60%左右，中國已積極加入到國際產(chǎn)品內(nèi)分工中。Sven.W.Arndt(2007)強(qiáng)調(diào)，現(xiàn)在，越來越多的產(chǎn)品在多個(gè)國家生產(chǎn)，對于雙邊貿(mào)易平衡的分析考慮已經(jīng)在逐漸失去價(jià)值。

鑒于中國在國際分工中所處的地位，中間品的進(jìn)口勢必會(huì)對中國的出口能力產(chǎn)生很大的影響，本文旨在通過數(shù)據(jù)分析中國的中間品進(jìn)口規(guī)模并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析其對中國制造品出口的影響。

二、中國的中間品進(jìn)口規(guī)模

在本文研究中間品進(jìn)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(jìn)口規(guī)模。由于本文主要側(cè)重于中間品進(jìn)口對制造品出口的影響分析，因此相應(yīng)的中間品是指生產(chǎn)制造品所需的中間投入品，基于SITC2的分類標(biāo)準(zhǔn)，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(jìn)口規(guī)模不斷擴(kuò)大，占世界中間品總進(jìn)口的份額也在不斷提高，此處主要選擇1989、1999和2009三個(gè)年份的數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重有所下降外，其他類別的中間品進(jìn)口比重都呈大幅上升趨勢，2009年多數(shù)類別的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)口的比重超過了5%，特別是73類——金屬加工機(jī)械、75類——辦公機(jī)器和自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備、77類——電動(dòng)機(jī)械、儀器和用具及零件和88類——攝影器材及用品、光學(xué)用品、手表等的中間品進(jìn)口比重占到了世界總進(jìn)口的10%以上，77類和88類甚至超過了15%，中國中間品進(jìn)口擁有如此大的規(guī)模，足以說明，中國已經(jīng)成為了“世界工廠”，大量的進(jìn)口中間投入品進(jìn)行加工組裝后再將制成品出口到其他國家和地區(qū)。

圖1中國各類中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重

數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫以及作者的計(jì)算

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

如果大于1則說明i國在j產(chǎn)品的裝配上具有比較優(yōu)勢，反之，則說明i國在j產(chǎn)品的裝配上具有比較劣勢。

根據(jù)進(jìn)口RCA指數(shù)的公式，可以計(jì)算出中國在涉及中間品加工裝配的行業(yè)中是否具有比較優(yōu)勢，圖2為2009年中國13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)。

圖22009年中國13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)

數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫以及作者的計(jì)算

從圖2中可以看出，2009年中國73類——金屬加工機(jī)械、75類——辦公機(jī)器和自動(dòng)數(shù)據(jù)處理設(shè)備、77類——電動(dòng)機(jī)械、儀器和用具及零件、87類——專業(yè)科學(xué)控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學(xué)用品、手表等的進(jìn)口RCA指數(shù)均大于1，說明中國在這些行業(yè)的加工裝配上是具有比較優(yōu)勢的，與圖1相對應(yīng)的，這些行業(yè)的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)口的比重也是最高的。

三、中間品進(jìn)口對中國制造品出口影響的實(shí)證分析

通過前面的分析可以看出，中國的中間品進(jìn)口規(guī)模巨大，且在一些制造行業(yè)的加工裝配上具有比較優(yōu)勢，這些都會(huì)對中國的制造品出口產(chǎn)生直接的影響，從而導(dǎo)致中國的對外貿(mào)易順差大幅增加。那么，中間品進(jìn)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(shí)證分析的方式進(jìn)行研究。

下面利用1987-2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型分析中間品進(jìn)口對中國制造品出口的影響，計(jì)量模型設(shè)定

Log表示對數(shù)值，相關(guān)指標(biāo)的定義和數(shù)據(jù)來源見表1。

表1變量定義及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)過前一部分的分析可以知道，中國的中間品進(jìn)口額和進(jìn)口RCA指數(shù)均可以用來衡量中國中間品的進(jìn)口規(guī)模，而這兩個(gè)指標(biāo)存在一定的相關(guān)性，將這兩個(gè)指標(biāo)分別代入模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，既可以測算中間品的進(jìn)口對中國制造品出口的影響，又可以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，因此設(shè)置了兩個(gè)結(jié)構(gòu)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(mào)易伙伴國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，因此在該模型中加入了中國主要貿(mào)易伙伴國的加權(quán)GDP作為解釋變量，計(jì)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(qū)的GDP進(jìn)行加權(quán)。人民幣的實(shí)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(guān)性的影響，在模型估算中對對數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)口額對數(shù)值一階差分后的指標(biāo)，其他指標(biāo)類似。經(jīng)檢驗(yàn)，模型采用隨機(jī)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果如表2所示。

表2中間品進(jìn)口對中國制造品出口影響的實(shí)證結(jié)果

注：，，分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號(hào)中數(shù)值為t值。

對比兩個(gè)模型的實(shí)證結(jié)果可以看到，各變量系數(shù)相對穩(wěn)定且差異不大，說明模型結(jié)構(gòu)較為穩(wěn)定。中間品進(jìn)口對中國制造品出口的影響反映在PC和RCA的系數(shù)上，結(jié)果表明中間品進(jìn)口以及進(jìn)口RCA指數(shù)對中國制造品出口存在顯著的正的影響，也就是中間品進(jìn)口的增加和進(jìn)口RCA指數(shù)上升都將顯著的促進(jìn)中國制造品出口的增加。中間品進(jìn)口增加1%，中國制造品出口將增加0.35%，而進(jìn)口RCA指數(shù)上升1%，中國制造品出口將增加0.11%。這一結(jié)果足以證明，中國在國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中所扮演的加工裝配地的角色導(dǎo)致了中國制造品出口的大量增加。中國的GDP和中國主要貿(mào)易伙伴國的加權(quán)GDP同樣對中國制造品的出口產(chǎn)生正的影響且非常顯著，特別是主要貿(mào)易伙伴國的GDP,每變動(dòng)1%,都會(huì)帶來中國制造品出口大于1%的變動(dòng)，說明外需是中國出口的重要影響因素。人民幣實(shí)際有效匯率對中國制造品的出口存在顯著的負(fù)的影響，即人民幣的升值會(huì)導(dǎo)致中國制造品出口的下降，結(jié)果符合預(yù)期。

篇4

摘要

本次核對研究涵蓋了2000年、2004年和2006年的雙邊貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論如下:

一、無論是東向貿(mào)易(中國出口至美國)還是西向貿(mào)易(美國出口至中國),雖然雙邊貿(mào)易規(guī)模及統(tǒng)計(jì)差異在不斷擴(kuò)大,但差異率(統(tǒng)計(jì)差異絕對值占相應(yīng)進(jìn)口額的比率)卻在不斷下降。這說明如果剔除貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大的影響,雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異實(shí)際上在逐步縮減。

二、雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來自東向貿(mào)易,約占整體統(tǒng)計(jì)差異的80%～90%。近年來,東向統(tǒng)計(jì)差異隨雙邊貿(mào)易規(guī)模的增長而不斷擴(kuò)大。2000年～2006年,美國自華進(jìn)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(tǒng)計(jì)差異從480億美元擴(kuò)至843億美元,西向統(tǒng)計(jì)差異從61億美元減至40億美元。由于東向統(tǒng)計(jì)差異占比較大,工作小組重點(diǎn)對其進(jìn)行了研究。

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

──東向間接貿(mào)易是指從中國起運(yùn)的貨物,在中轉(zhuǎn)國(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后再轉(zhuǎn)運(yùn)至美國。近年來,間接貿(mào)易在雙邊東向貿(mào)易中的比重逐步下降,但2006年,其造成的統(tǒng)計(jì)差異仍然高達(dá)東向整體統(tǒng)計(jì)差異的52%。盡管中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)均遵循聯(lián)合國的伙伴國屬地原則,但由于進(jìn)口按原產(chǎn)地統(tǒng)計(jì)、出口按可知目的地統(tǒng)計(jì),雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)難免會(huì)產(chǎn)生差異。主要包括兩種情形:當(dāng)貨物經(jīng)第三方轉(zhuǎn)口時(shí)被深加工、再包裝或轉(zhuǎn)賣加價(jià)而產(chǎn)生增加值;或者中國企業(yè)在出口報(bào)關(guān)時(shí)不知美國為其貨物的最終目的地,報(bào)作對中轉(zhuǎn)地的出口,但美方按原產(chǎn)地規(guī)則記作自中國的進(jìn)口。大部分間接貿(mào)易主要經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口,但其所占比重正逐年下降;經(jīng)由其他地區(qū)的間接貿(mào)易規(guī)模及其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異在持續(xù)增長。

經(jīng)測算,在東向間接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,由以上原因?qū)е碌慕y(tǒng)計(jì)差異分別為289億美元、327億美元和441億美元。

──東向直接貿(mào)易是指從中國起運(yùn)的貨物,未經(jīng)停其他國家(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易而直接出口至美國。2006年,直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異約占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的48%。研究發(fā)現(xiàn):雙方報(bào)關(guān)價(jià)格不同是導(dǎo)致東向直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的重要原因;美方進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方出口報(bào)關(guān)價(jià)格,是直接貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異中一個(gè)可量化因素。從中國出口的貨物在運(yùn)抵美國途中,所屬權(quán)有可能發(fā)生變更。相對于一般貿(mào)易商品,這種情況在加工貿(mào)易商品中更經(jīng)常發(fā)生。較高的美國進(jìn)口報(bào)價(jià)體現(xiàn)了商品的加價(jià)行為,并沒反映出所屬權(quán)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(shù)問題進(jìn)行了深入探討。經(jīng)測算,在東向直接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,因報(bào)價(jià)不同導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)差異的原因進(jìn)行識(shí)別,并量化估算了其對整體統(tǒng)計(jì)差異的影響。對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估算調(diào)整后,研究年度內(nèi)的雙邊統(tǒng)計(jì)差異顯著縮小:2000年,兩國官方公布的東向統(tǒng)計(jì)差異為480億美元,對能夠解釋的差異進(jìn)行調(diào)整后,統(tǒng)計(jì)差異縮減為75億美元;2004年和2006年,統(tǒng)計(jì)差異分別由原來的718億美元、843億美元調(diào)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(tǒng)計(jì)差異在美國自華進(jìn)口額中的比率)均在8%～12%區(qū)間。

四、鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,小組未對西向貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行直接貿(mào)易和間接貿(mào)易的區(qū)分處理,僅對概念性和方法論導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了研究。結(jié)果表明:兩國計(jì)價(jià)方式不同(中國進(jìn)口采用CIF “到岸價(jià)格”計(jì)價(jià),美國出口采用FAS“舷邊交貨價(jià)”計(jì)價(jià))是導(dǎo)致西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)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(mào)聯(lián)委會(huì)曾設(shè)立統(tǒng)計(jì)小組,對雙邊貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異問題進(jìn)行核對研究,以解釋和量化兩國官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間存在的差異。該項(xiàng)研究的初衷,源于兩國公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之間存在超乎尋常的巨大差異。自20世紀(jì)90年代以來,中美雙邊貿(mào)易顯著增長,貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異也隨之?dāng)U大。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),1993年～2006年間,兩國貿(mào)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(jù)美方統(tǒng)計(jì),同期兩國貿(mào)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(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的成因,在2004年4月舉行的第15屆中美商貿(mào)聯(lián)委會(huì)上,雙方商定再次成立貿(mào)易統(tǒng)計(jì)工作小組,作為聯(lián)委會(huì)下一個(gè)合作磋商機(jī)制,對貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異問題共同進(jìn)行核對研究并互換意見。中方成員單位包括中國商務(wù)部和海關(guān)總署,美方成員單位包括美國商務(wù)部和貿(mào)易代表辦公室。

(二)研究范圍

該項(xiàng)研究的目的,旨在找出兩國官方數(shù)據(jù)產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)差異的原因,促進(jìn)數(shù)據(jù)使用者對雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異成因形成共識(shí)。這些差異可能來自數(shù)據(jù)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(diǎn)是識(shí)別并量化雙邊統(tǒng)計(jì)差異的主要成因。數(shù)據(jù)核對工作中所進(jìn)行的調(diào)整,既不意味著任何一方的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)制度有誤,也不表示要對任何一方公布的官方數(shù)據(jù)進(jìn)行修訂或更正。

研究核對內(nèi)容為2000年、2004年和2006年中美官方公布的貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),具體包括:商品協(xié)調(diào)制度編碼、起運(yùn)地/運(yùn)抵地、運(yùn)輸方式和其他信息。

(三)研究方法

盡管中美兩國都遵循聯(lián)合國貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)制度,但并不意味著相互的進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)能夠吻合,計(jì)價(jià)方式、伙伴國屬性等因素均會(huì)導(dǎo)致雙邊統(tǒng)計(jì)差異。比如:國際運(yùn)費(fèi)和保險(xiǎn)費(fèi)計(jì)入中國的進(jìn)口統(tǒng)計(jì),但不計(jì)入美國的出口統(tǒng)計(jì)。

轉(zhuǎn)口貿(mào)易,特別是途徑香港的轉(zhuǎn)運(yùn),對雙邊數(shù)據(jù)的比對影響可以量化。中美兩國均將原產(chǎn)地作為進(jìn)口統(tǒng)計(jì)依據(jù),把出口所知目的地作為出口統(tǒng)計(jì)依據(jù)。在中美之間途經(jīng)香港的貿(mào)易中,出口時(shí)所知目的地通常被報(bào)作是香港,然而當(dāng)貨物最終進(jìn)口至中國或美國時(shí),進(jìn)口國會(huì)根據(jù)原產(chǎn)地規(guī)則進(jìn)行統(tǒng)計(jì),這時(shí)統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)差異依然存在。與西向貿(mào)易相比,東向貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)差異尤為顯著,故工作小組將其作為研究重點(diǎn)。工作小組將東向貿(mào)易分為兩部分以研究相關(guān)統(tǒng)計(jì)差異:(1)直接貿(mào)易,是指從中國起運(yùn)的貨物,未經(jīng)停其他國家(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易而直接出口至美國;(2)間接貿(mào)易,是指從中國起運(yùn)的貨物,在中轉(zhuǎn)國(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后再轉(zhuǎn)運(yùn)至美國。詳見下文。

二、東向貿(mào)易

中美官方貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來自東向貿(mào)易。研究年度內(nèi),中國出口數(shù)據(jù)與美國進(jìn)口數(shù)據(jù)間的差額在持續(xù)擴(kuò)大,但差異率(雙方統(tǒng)計(jì)差異與美國自華進(jìn)口額的比率)已有所下降。2000年、2004年及2006年,東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異分別為480億美元、718億美元及843億美元,分別占相應(yīng)年份整體統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)差異可能在縮減,但由于雙邊貿(mào)易量的增長,2006年843億美元的統(tǒng)計(jì)差異仍較往年高出許多。

(一)統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異(已知及可量化部分)

1.統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關(guān)關(guān)境區(qū)域,中國將其視為單獨(dú)行政區(qū)域。因此,中國在出口統(tǒng)計(jì)中將其單獨(dú)列出,未包含在與美國的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)之中。根據(jù)美方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,以上兩地自華進(jìn)口額分別為2億美元、4億美元和7億美元。

2.運(yùn)輸時(shí)滯差異

運(yùn)輸時(shí)滯差異是指因商品跨年度運(yùn)輸而對雙方統(tǒng)計(jì)造成的差異,往往由長途海運(yùn)造成。以美國進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中的出口和進(jìn)口日期為依據(jù),工作小組測算:2000年、2004年和2006年,運(yùn)輸時(shí)滯導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)中包括非原產(chǎn)于中國但經(jīng)中國再出口至美國的貨物。美國將這些貨物統(tǒng)計(jì)為自原產(chǎn)地而非中國的進(jìn)口。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),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(mào)易中還存在其他可能的統(tǒng)計(jì)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(jìn)行估算調(diào)整,但這并不排除其造成東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的可能性。

(二)直接貿(mào)易差異

自20世紀(jì)90年代雙方進(jìn)行首次核對研究以來,中美之間的直接貿(mào)易顯著增長。據(jù)中方統(tǒng)計(jì),研究年度內(nèi),直接貿(mào)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(tǒng)計(jì)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(nèi),大約50%的東向統(tǒng)計(jì)差異由直接貿(mào)易造成。加工貿(mào)易商品在直接貿(mào)易中占比較高(據(jù)中方統(tǒng)計(jì),2006年占60%),這些商品通常因中間商加價(jià)行為導(dǎo)致美方的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。通常的做法是:中國企業(yè)從境外(也包括美國)進(jìn)口原輔材料、零配件、包裝物料等,經(jīng)加工或裝配后,再將產(chǎn)品出口至美國。中國加工企業(yè)通常通過中間商接收訂單并將加工后的商品轉(zhuǎn)賣給美國買家。因此,中國加工企業(yè)的出口報(bào)關(guān)價(jià)格往往是中間商的較低買進(jìn)價(jià)格,而美國買家的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格則是經(jīng)中間商加價(jià)后的較高賣出價(jià)格。除此之外,可能還會(huì)有其他原因?qū)е轮苯淤Q(mào)易統(tǒng)計(jì)差異,但工作小組此次沒有進(jìn)行探究。

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

經(jīng)工作小組估算(具體方法見附錄3),加工貿(mào)易商品在直接貿(mào)易過程中經(jīng)中間商轉(zhuǎn)賣造成的統(tǒng)計(jì)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(mào)易差異

從中國出口的貨物,可直接運(yùn)抵美國,亦可經(jīng)中間國(地區(qū))進(jìn)行商業(yè)交易后轉(zhuǎn)運(yùn)至美國。盡管中美兩國均遵循聯(lián)合國的伙伴國屬地原則,轉(zhuǎn)口貿(mào)易還是導(dǎo)致了統(tǒng)計(jì)差異,并成為雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異成因中的一個(gè)重要因素。主要包括以下情形:

1.貨物經(jīng)第三方轉(zhuǎn)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(bào)關(guān)時(shí)不知其最終目的地,因此被記作對中轉(zhuǎn)地的出口。

以上情形均會(huì)導(dǎo)致美國的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)大于中國的出口統(tǒng)計(jì)。

雖然轉(zhuǎn)口貿(mào)易是造成中美統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要原因,但其貿(mào)易規(guī)模自20世紀(jì)90年代以來持續(xù)下降。2000年～2006年間,據(jù)中方統(tǒng)計(jì),間接貿(mào)易在東向貿(mào)易中的比重從28.9%下降到11.3%,美方統(tǒng)計(jì)的比重則從44%下降到23.3%。然而,間接貿(mào)易導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異仍占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的一半左右。因此,間接貿(mào)易仍被認(rèn)為是造成東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

工作小組同時(shí)發(fā)現(xiàn),在東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異中,香港轉(zhuǎn)口因素導(dǎo)致的差異比重正不斷縮小,經(jīng)由其他地區(qū)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易規(guī)模及其統(tǒng)計(jì)差異在逐年擴(kuò)大。據(jù)統(tǒng)計(jì),經(jīng)香港轉(zhuǎn)口導(dǎo)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(jīng)其他地區(qū)轉(zhuǎn)口導(dǎo)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(jīng)香港的轉(zhuǎn)口差異

如前所述,中國商品在經(jīng)香港轉(zhuǎn)口到美國時(shí),除非商品性質(zhì)在香港發(fā)生了實(shí)質(zhì)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(jìn)口”。此外,還有部分貨物在中國出口報(bào)關(guān)時(shí)報(bào)作“對香港的出口”,實(shí)際上最后出口到了美國。以上兩種情形均需做出調(diào)整。

經(jīng)測算(具體方法見附錄4),2000年、2004年和2006年,經(jīng)香港轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異分別為239億美元、201億美元和217億美元。

2.經(jīng)其他國家(地區(qū))的轉(zhuǎn)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(shí),經(jīng)其他國家(地區(qū))轉(zhuǎn)口過程中產(chǎn)生了增加值;二是部分商品從中國出口時(shí)將中轉(zhuǎn)地報(bào)作最終目的地,但最終進(jìn)入了美國。

2000年、2004年和2006年,按美方統(tǒng)計(jì),經(jīng)香港以外地區(qū)進(jìn)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(tǒng)計(jì),以上相應(yīng)年份,經(jīng)香港以外地區(qū)轉(zhuǎn)口到美國的商品分別為5億美元、4億美元和5億美元。據(jù)此測算,經(jīng)其他地區(qū)轉(zhuǎn)口導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異大致為50億美元、126億美元和223億美元。

(四)東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整結(jié)果

綜合以上研究結(jié)果,工作小組將雙邊東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整如下(見表2):

三、西向貿(mào)易

就規(guī)模而言,西向貿(mào)易較東向貿(mào)易小很多,差異情況也大致如此。研究年度內(nèi),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(tǒng)計(jì)差異數(shù)值較小,但占西向貿(mào)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(tǒng)計(jì)差異占中國自美進(jìn)口額的比率)約為25%左右,2006年下降至7%(見表3)。

(一)統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異(已知和可量化部分)

1.統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關(guān)關(guān)境區(qū)域,中國將其視為單獨(dú)行政區(qū)域,調(diào)整時(shí)應(yīng)從美國出口額中剔除。研究年度內(nèi)的3年數(shù)值都很小。據(jù)美方統(tǒng)計(jì),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(yùn)費(fèi)用差異

中國進(jìn)口統(tǒng)計(jì)采用到岸價(jià)格(CIF)計(jì)價(jià),其中包括保險(xiǎn)費(fèi)和運(yùn)輸費(fèi);美國出口統(tǒng)計(jì)采用舷邊交貨價(jià)(FAS)計(jì)價(jià),不包括以上兩項(xiàng)費(fèi)用。為解決兩國因?qū)H航運(yùn)費(fèi)用進(jìn)行不同處理而產(chǎn)生的統(tǒng)計(jì)差異,工作小組對中國進(jìn)口數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。

鑒于美國、中國的西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)均未對航運(yùn)費(fèi)用進(jìn)行直接計(jì)算,工作小組采用了估算方法。美國在東向貿(mào)易進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中有關(guān)于“貨物航運(yùn)費(fèi)”的單獨(dú)記錄,因此可用“航運(yùn)費(fèi)與FAS進(jìn)口額之比”來估算西向貿(mào)易的運(yùn)輸費(fèi)用。該比值比較穩(wěn)定,研究年度內(nèi)均在7%左右。

由此推算,2000年、2004年和2006年,雙方由于計(jì)價(jià)方式不同而產(chǎn)生的統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)中包含非原產(chǎn)于美國、但經(jīng)美國再出口到中國的貨物;中國的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)將其記作自原產(chǎn)地而非美國的進(jìn)口。既然此部分貨物不是“美國商品”,應(yīng)將其從美國出口數(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)計(jì),研究年度內(nèi),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(fèi)用差異

美國把修理貨物的費(fèi)用計(jì)入其出口額,但中國沒把此類貿(mào)易統(tǒng)計(jì)在其進(jìn)口項(xiàng)下,因此應(yīng)將修理費(fèi)用從美國出口數(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)計(jì),2000年、2004年和2006年,對華出口的“貨物修理費(fèi)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(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,且缺乏運(yùn)輸時(shí)滯以及區(qū)分間接貿(mào)易和直接貿(mào)易的數(shù)據(jù),工作小組未對這些因素做嘗試量化調(diào)整。然而,這并不排除其造成西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的可能性。

(二)西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異調(diào)整結(jié)果

西向貿(mào)易研究結(jié)果只解釋了西向統(tǒng)計(jì)差異的一小部分(見表4),其原因是在研究年度內(nèi),對美國出口數(shù)據(jù)中的“再出口”調(diào)整幾乎與中國進(jìn)口數(shù)據(jù)中的“航運(yùn)費(fèi)”調(diào)整相抵消。另外,由于西向統(tǒng)計(jì)差異相對較小且逐漸下降,加之量化調(diào)整所需數(shù)據(jù)難以獲取,一些概念和定義性差異以及轉(zhuǎn)口貿(mào)易差異只是被特別點(diǎn)明,而未做量化調(diào)整。調(diào)整后的留存差異率在7%～27%之間。

四、結(jié)論

通過對中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)及相關(guān)信息的比對研究,工作小組找到了雙邊貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的主要特征及其成因,并盡可能對可量化的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了調(diào)整。有關(guān)結(jié)論如下:

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

(二)中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的最大差異來自東向貿(mào)易。研究年度內(nèi),東向統(tǒng)計(jì)差異約占整體統(tǒng)計(jì)差異的80%～90%。也就是說,美方統(tǒng)計(jì)的自華進(jìn)口額遠(yuǎn)大于中方統(tǒng)計(jì)的對美出口額,而對應(yīng)的美國對華出口額與中國自美進(jìn)口額則比較接近。隨著雙邊貿(mào)易規(guī)模的不斷擴(kuò)大,東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異亦不斷增多。因此,工作小組重點(diǎn)對東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了核對研究。

(三)工作小組分析了東向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的成因,主要發(fā)現(xiàn)包括:

1.東向直接貿(mào)易(從中國起運(yùn)的貨物,未在其他國家或地區(qū)進(jìn)行商業(yè)交易而直接運(yùn)抵美國)導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異占東向整體統(tǒng)計(jì)差異的近一半。究其原因,主要是由于加工貿(mào)易商品在其中占很高的比重(按中方統(tǒng)計(jì),2006年為60%),并因中間商加價(jià)行為導(dǎo)致美方的進(jìn)口報(bào)關(guān)價(jià)格高于中方的出口報(bào)關(guān)價(jià)格。2000年至2006年,隨著東向直接貿(mào)易比重的不斷增大,其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異也隨之增多。

2.轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值也是造成雙邊統(tǒng)計(jì)差異的重要原因。近年來,雖然轉(zhuǎn)口貿(mào)易在雙邊貿(mào)易中的比重大幅下降,但其導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)差異仍然占整體統(tǒng)計(jì)差異的近一半。其中,經(jīng)香港轉(zhuǎn)口的差異影響最大,但近年來已逐漸減弱。

3.雙方統(tǒng)計(jì)差異還來自于數(shù)據(jù)加工處理過程中的統(tǒng)計(jì)方法和概念定義的不同,主要包括統(tǒng)計(jì)轄區(qū)差異、運(yùn)輸時(shí)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(tǒng)計(jì)差異的凈影響不大。

(四)鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異占整體統(tǒng)計(jì)差異的比重較小,而且缺乏轉(zhuǎn)口運(yùn)輸及運(yùn)輸時(shí)滯等數(shù)據(jù),工作小組僅從統(tǒng)計(jì)方法及概念定義性差異方面,對西向貿(mào)易中已確定和可量化的統(tǒng)計(jì)差異進(jìn)行了研究。結(jié)果表明:兩國計(jì)價(jià)方式不同(中國進(jìn)口采用CIF計(jì)價(jià),美國出口采用FAS計(jì)價(jià))產(chǎn)生的差異是西向貿(mào)易中的最大差異,但與“美國再出口”導(dǎo)致的差異相抵后,對整體差異的影響很小。

附錄1:

附錄2:

關(guān)于美國對華商品再出口的說明

美國可能會(huì)作為中轉(zhuǎn)國,將原產(chǎn)于中國的商品再出口至其他國家或地區(qū),如加拿大或墨西哥。在這種情況下,盡管雙方均遵循聯(lián)合國的伙伴國屬地原則,但仍會(huì)產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)差異。由于美國按原產(chǎn)地(中國)統(tǒng)計(jì)進(jìn)口,中國按最終目的國(比如加拿大或墨西哥)統(tǒng)計(jì)出口,因此美國的進(jìn)口數(shù)字可能高于中國的出口數(shù)字。

美國不統(tǒng)計(jì)再出口到墨西哥或其他國家(地區(qū))的貨物原產(chǎn)地信息。但根據(jù)美國和加拿大簽訂的數(shù)據(jù)交換協(xié)議,可獲知美國再出口到加拿大且原產(chǎn)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(jìn)行估算調(diào)整。

附錄3:

直接貿(mào)易中加工貿(mào)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(mào)易商品,美國統(tǒng)計(jì)的進(jìn)口價(jià)值可能會(huì)高于中國統(tǒng)計(jì)的出口價(jià)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(jià)格轉(zhuǎn)賣給美國買家,以上加價(jià)沒有被計(jì)入中方出口統(tǒng)計(jì),但被計(jì)入了美方進(jìn)口統(tǒng)計(jì)。這是導(dǎo)致中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

這些商品的增值率,是指美國進(jìn)口值與經(jīng)價(jià)格調(diào)整后的中國出口值之間的比率。計(jì)算直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品增加值的方法,參照的是香港轉(zhuǎn)口增加值的測算方法(見附錄4)。公式如下:

出口調(diào)整值=中國加工貿(mào)易商品出口單價(jià)×美國進(jìn)口數(shù)量

加工貿(mào)易出口調(diào)整值=出口調(diào)整值×加工貿(mào)易比重

增值率=∑加工貿(mào)易出口調(diào)整值/∑美國進(jìn)口值

=(這些商品單價(jià)×商品數(shù)量)之和/美國進(jìn)口值

根據(jù)計(jì)算得出的增值率,可推導(dǎo)出直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品的增加值:

增加值=(增值率-1)×貨物進(jìn)口值

以上增值率的計(jì)算依據(jù)及數(shù)據(jù)來源,主要包括:

(1)使用中方統(tǒng)計(jì)的對美直接貿(mào)易出口中,加工貿(mào)易占比50%以上的HS6位碼商品數(shù)據(jù),以及對應(yīng)的美方統(tǒng)計(jì)的6位碼進(jìn)口數(shù)據(jù)。由于美國統(tǒng)計(jì)中不能區(qū)分出加工貿(mào)易方式,因此工作小組使用了50%這一閥值來估選對應(yīng)的美國進(jìn)口統(tǒng)計(jì)中的加工貿(mào)易商品。

(2)對直接貿(mào)易中加工貿(mào)易商品調(diào)整值的計(jì)算,基于中方貨物的單價(jià)及美方的進(jìn)口值。

(3)測算范圍包括報(bào)關(guān)單價(jià)可獲且調(diào)整值低于美方進(jìn)口值的HS6位碼商品。工作小組認(rèn)為HS6位碼商品報(bào)關(guān)價(jià)格造成的差異調(diào)整值不應(yīng)大于相應(yīng)的美國進(jìn)口值,所以在實(shí)際計(jì)算中剔除了一些不合理的商品編碼。

附錄4:

香港轉(zhuǎn)口增加值測算方法

經(jīng)香港轉(zhuǎn)運(yùn)至美國的中國貨物,其價(jià)值通常高于香港自中國內(nèi)地進(jìn)口時(shí)的價(jià)值。這是因?yàn)樨浳镌谙愀郾贿M(jìn)一步加工后產(chǎn)生了增加值,或轉(zhuǎn)運(yùn)商為逐利而抬價(jià)。這部分增加值或抬價(jià)沒被計(jì)入中國的出口統(tǒng)計(jì),但被計(jì)入了美國的進(jìn)口統(tǒng)計(jì)。這是導(dǎo)致中美貿(mào)易統(tǒng)計(jì)差異的一個(gè)重要因素。

此處所指的轉(zhuǎn)口增值率,是指“經(jīng)香港轉(zhuǎn)運(yùn)的中國貨物的價(jià)值”與“香港從中國內(nèi)地進(jìn)口時(shí)的價(jià)值”相較后的增長率。即:香港轉(zhuǎn)口值中所包含的香港增加值的比率。其計(jì)算公式如下:

根據(jù)計(jì)算得出的轉(zhuǎn)口增值率,可按如下公式計(jì)算經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口的增加值:

增加值=(增值率-1)×轉(zhuǎn)口貨物的進(jìn)口值

關(guān)于轉(zhuǎn)口增值率的計(jì)算依據(jù)及數(shù)據(jù)來源,主要包括:(1)使用香港統(tǒng)計(jì)的商品進(jìn)口及轉(zhuǎn)口數(shù)據(jù);(2)比較香港自中國內(nèi)地的進(jìn)口單價(jià)與轉(zhuǎn)口中國內(nèi)地貨物到美國的單價(jià)變化情況;(3)計(jì)算可獲得單價(jià)信息的HS6位碼商品。

(文章來源:商務(wù)部網(wǎng)站)

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篇5

論文關(guān)鍵詞：反傾銷，寒蟬效應(yīng)，貿(mào)易自由化，GMM檢驗(yàn)，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)

一、引言

反傾銷是世界貿(mào)易組織所認(rèn)可的用于維護(hù)國際經(jīng)濟(jì)秩序、保護(hù)本國產(chǎn)業(yè)免受不合理侵犯和對付不公平競爭的合法且有效的措施。中國加入WTO后，確實(shí)享受到WTO成員開放市場的好處，對外貿(mào)易依存度不斷提高，反映了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加國際化和全球化。但中國也在逐步降低關(guān)稅并逐步取消非關(guān)稅措施，使中國國內(nèi)市場面臨更趨激烈的競爭。近年來，許多跨國公司紛紛以低價(jià)戰(zhàn)略進(jìn)軍中國市場，使中國面臨著遭受傾銷損害的嚴(yán)重局面。自1997年對美國、加拿大、韓國的新聞紙首例反傾銷以來，我國已成為發(fā)展中國家運(yùn)用反傾銷措施來保護(hù)本國產(chǎn)業(yè)的重要使用者。截至2010年10月1日，中國發(fā)起的反傾銷調(diào)查共涉及26個(gè)國家和地區(qū)，主要集中在韓國、日本、美國、臺(tái)灣、歐盟、俄羅斯等，這些國家都是中國的主要貿(mào)易伙伴。此外我國對外反傾銷還呈現(xiàn)出立案數(shù)大幅增加、涉案產(chǎn)品高度集中、征稅結(jié)案率高和反傾銷終裁稅率較低等特點(diǎn)。在目前已終裁的172件反傾銷案件中，因申訴人撤銷申訴終止調(diào)查案件占11件，因被調(diào)查產(chǎn)品未對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)造成實(shí)質(zhì)損害而終止調(diào)查的案件占22件，而做出肯定性終裁案件的高達(dá)139件，占全部已仲裁案件的80.8%。無論是反傾銷立案、臨時(shí)措施與出口國達(dá)成的價(jià)格承諾協(xié)議，還是最終實(shí)施5年甚至更長期的反傾銷稅，在消除進(jìn)口對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)造成損害的同時(shí)，也會(huì)因反傾銷稅措施的實(shí)施對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生錯(cuò)綜復(fù)雜的影響。本文主要通過建立寒蟬效應(yīng)模型來分析中國反傾銷的貿(mào)易效應(yīng)，評價(jià)中國實(shí)施反傾銷措施和貿(mào)易自由化對中國進(jìn)口貿(mào)易的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)國外相關(guān)研究文獻(xiàn)

可能是受限于資料的獲取和研究者的立場，關(guān)于反傾銷貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證分析長期以來都以美國和歐盟反傾銷為樣本。

Staiger andWolak(1994)提出了反傾銷的三種“非關(guān)稅效應(yīng)”，即調(diào)查效應(yīng)、中止效應(yīng)和撤訴效應(yīng)，并使用較為復(fù)雜的計(jì)量模型分析美國1980-1985年采取反傾銷措施和進(jìn)行反傾銷調(diào)查對進(jìn)口和國內(nèi)生產(chǎn)造成的影響，結(jié)果表明反傾銷申訴的存在和征收反傾銷稅都對被訴國起到“貿(mào)易破壞效應(yīng)”。同時(shí)發(fā)現(xiàn)企業(yè)反傾銷申訴的目的是追求反傾銷調(diào)查效應(yīng)和貿(mào)易破壞效應(yīng)。

Prusa(1996)根據(jù)1978-1993年間109個(gè)被否決的反傾銷案和126個(gè)終裁征稅案的相關(guān)數(shù)據(jù)(海關(guān)協(xié)調(diào)編碼制下的5位稅則號(hào)數(shù)據(jù))，就反傾銷對被訴國、非被訴國以及涉案產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的影響使用最小二乘法進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)回歸分析，結(jié)果證明了反傾銷的調(diào)查申訴和反傾銷稅的征收都對被訴國的出口造成顯著的負(fù)面影響，當(dāng)反傾銷稅較高時(shí)負(fù)面影響更顯著。同時(shí)也證實(shí)了“貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)”的存在，即使反傾銷申訴最終被裁定征收低額反傾銷稅或者案件被駁回，貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)依然存在。Brenton(2001)以Prusa(1996)的方法為基礎(chǔ)畢業(yè)論文題目，對1989-1994年間歐盟涉及到98個(gè)反傾銷案和47種產(chǎn)品進(jìn)行分析，以立案當(dāng)年為基期，立案前兩年、立案后4年共七年的時(shí)間跨度內(nèi)區(qū)別分析了反傾銷措施對于被訴國、歐盟組織中的非被訴國和其他非被訴國的影響，發(fā)現(xiàn)了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的存在。

Krupp andPollard(1996)通過建立“市場模型”，引入衍生需求變量、化工生產(chǎn)指數(shù)、實(shí)際匯率和季節(jié)性虛擬變量，利用1976-1988年美國化工行業(yè)17種涉案產(chǎn)品的月度數(shù)據(jù)，分析了反傾銷申訴、初裁、終裁三個(gè)時(shí)間點(diǎn)前后6個(gè)不同階段涉案產(chǎn)品進(jìn)口量的變化情況。對肯定性終裁、否定性終裁、否定性初裁和撤訴的四種不同裁決結(jié)果的貿(mào)易破壞效應(yīng)進(jìn)行了比較分析。結(jié)果表明，對絕大多數(shù)產(chǎn)品而言，不論終裁的結(jié)果如何，反傾銷調(diào)查也往往會(huì)使涉案產(chǎn)品的進(jìn)口量減少，即存在所謂的“調(diào)查效應(yīng)”。

Konings andVandenbussche(2005)利用涉及1992-2000年歐盟大約4000個(gè)涉案產(chǎn)品的進(jìn)口橫截面數(shù)據(jù)，對比了反傾銷調(diào)查實(shí)施前后國內(nèi)產(chǎn)品價(jià)格上漲的情況，證明了反傾銷保護(hù)措施的價(jià)格效應(yīng)存在的條件——即只有在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)特別大的情況下，才可以抑制價(jià)格的上漲。Konings andVandenbussche(2008)使用全要素生產(chǎn)力函數(shù)根據(jù)歐盟企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證分析了反傾銷措施對于國內(nèi)進(jìn)口競爭性企業(yè)的生產(chǎn)力的影響。實(shí)證結(jié)果表明，企業(yè)生產(chǎn)力在反傾銷保護(hù)時(shí)期會(huì)適度地提高，但低于那些未受反傾銷影響的案件。同時(shí)，國內(nèi)落后的企業(yè)在反傾銷保護(hù)期間生產(chǎn)力水平得到提高，尖端企業(yè)的生產(chǎn)力會(huì)遭受損失。

Khatibi(2009)根據(jù)1997-2002年歐盟立案的194個(gè)反傾銷案的相關(guān)數(shù)據(jù)，每個(gè)案例分析了立案前一年、立案當(dāng)年、立案后調(diào)查期間(平均12個(gè)月)和實(shí)施措施期間，共達(dá)8年的反傾銷長期效應(yīng)。結(jié)果表明反傾銷措施會(huì)帶來貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，并顯著存在于歐盟內(nèi)部成員國之間。進(jìn)一步利用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，指出反傾銷措施對處于比較劣勢的產(chǎn)品最有效，將使之從被訴國的進(jìn)口明顯地減少(貿(mào)易破壞效應(yīng))，且貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)亦不存在。

近年來，由于反傾銷案件資料獲取的相對容易和發(fā)展中國家對外反傾銷的增加，以發(fā)展中國家反傾銷為樣本的研究不斷增加，且樣本更為龐大。Durling和Prusa(2006)通過建立固定效應(yīng)模型和GMM模型，定量分析了1996-2001年142個(gè)出口國和112個(gè)進(jìn)口國的熱卷鋼反傾銷措施的貿(mào)易效應(yīng)。發(fā)現(xiàn)反傾銷措施對被訴國的貿(mào)易破壞效應(yīng)顯著存在，但是對非被訴國的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)并不顯著。

Feinberg andOlson (2005)首次實(shí)證分析了關(guān)稅自由化在反傾銷措施蔓延中扮演的角色，主要研究了烏拉圭回合簽訂的關(guān)稅減讓承諾與1996-2003年間24個(gè)國家反傾銷申訴增加之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明發(fā)展中國家增加的反傾銷措施與關(guān)稅減讓有關(guān)，而傳統(tǒng)使用反傾銷的國家隨著貿(mào)易自由化的進(jìn)程反而減少了反傾銷的使用。

Moore andZanardi(2008)分析了29個(gè)發(fā)展中國家和7個(gè)發(fā)達(dá)國家1991-2002年間貿(mào)易自由化(減少關(guān)稅)與使用反傾銷措施之間的關(guān)系，結(jié)論表明對于發(fā)展中國家反傾銷措施的重要使用者，削減關(guān)稅將導(dǎo)致反傾銷措施的使用機(jī)會(huì)增多。如果關(guān)稅標(biāo)準(zhǔn)差下降一個(gè)單位，會(huì)導(dǎo)致這些國家反傾銷申訴的概率增加32%，但該結(jié)論不適用于其他發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家。

Bown andTovar(2009)對印度反傾銷與貿(mào)易自由化關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)印度關(guān)稅每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(貿(mào)易自由化的衡量標(biāo)準(zhǔn))會(huì)使反傾銷申訴和保障措施得概率提高50%。

Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年全球反傾銷樣本，使用了121個(gè)出口國和58個(gè)進(jìn)口國貿(mào)易流量的年度數(shù)據(jù)，建立引力模型定量分析了反傾銷措施對貿(mào)易流量的影響。并根據(jù)采用反傾銷法的時(shí)間、每年度反傾銷立案的數(shù)量和措施強(qiáng)度將這些國家劃分為傳統(tǒng)強(qiáng)硬型使用者、傳統(tǒng)微弱型使用者、新興強(qiáng)硬型使用者和新興微弱型使用者四類。通過實(shí)證分析該四類反傾銷措施使用者對進(jìn)口貿(mào)易破壞效應(yīng)的影響，表明全球范圍內(nèi)反傾銷措施的迅速擴(kuò)散具有“寒蟬效應(yīng)”，由此所帶來的貿(mào)易流量的減少是不可忽略的，反傾銷措施的實(shí)施每年大約減少7.8%的進(jìn)口貿(mào)易量，很大程度上抵消了貿(mào)易自由化的作用。

(二)國內(nèi)相關(guān)研究文獻(xiàn)

中國學(xué)者研究大部分集中于中國對外反傾銷所帶來的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)、貿(mào)易限制效應(yīng)和貿(mào)易救濟(jì)效果等方面，至今尚未有學(xué)者關(guān)注反傾銷措施與貿(mào)易自由化對于進(jìn)口貿(mào)易的影響。鮑曉華(2007)以Prusa(1996)的方法為基礎(chǔ)，利用1997 —2004 年中國反傾銷案例8位數(shù)稅則號(hào)的涉案產(chǎn)品數(shù)據(jù)，考察了反傾銷措施引起的被訴國和非被訴國的貿(mào)易模式的變化，在此基礎(chǔ)上提出了反傾銷救濟(jì)效果的證據(jù)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，中國反傾銷措施對被訴國的進(jìn)口有明顯的“貿(mào)易破壞效應(yīng)”。

還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，中國對外反傾銷存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，即當(dāng)一個(gè)進(jìn)口方實(shí)施反傾銷措施后，被訴國的出口會(huì)減少，但從其他非被訴國的進(jìn)口增加，最終導(dǎo)致在實(shí)施反傾銷措施的同時(shí)，進(jìn)口方對該商品的進(jìn)口并未減少，只是改變了進(jìn)口方向。沈瑤、王繼柯(2004)通過分析了中國丙烯酸酯兩次立案進(jìn)口量和價(jià)格的變化，發(fā)現(xiàn)針對部分出口國的反傾銷措施會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口從被訴國轉(zhuǎn)向非被訴國，在一定程度上會(huì)削弱反傾銷措施對本國進(jìn)口競爭產(chǎn)業(yè)的保護(hù)作用。

馮宗憲、向洪金(2010)在Krupp and Pollard(1996)模型的基礎(chǔ)上畢業(yè)論文題目，利用2002-2007年歐美國家對華紡織品反傾銷涉案產(chǎn)品的月度數(shù)據(jù)，考察了歐盟和美國對華反傾銷中不同階段的貿(mào)易破壞效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)向效應(yīng)和貿(mào)易偏轉(zhuǎn)效應(yīng)的存在性。結(jié)果表明，對華反傾銷措施不僅導(dǎo)致了申訴國從中國的涉案產(chǎn)品進(jìn)口量減少和進(jìn)口于韓國、印度等競爭國同類產(chǎn)品的增加，且使中國涉案產(chǎn)品向第三方市場出口量增加。

三、反傾銷貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證模型與結(jié)果分析

（一）模型的構(gòu)建

Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年121個(gè)出口國和58個(gè)進(jìn)口國貿(mào)易流量的年度數(shù)據(jù)，定量分析了反傾銷措施對貿(mào)易流量的影響。在經(jīng)典的引力模型的基礎(chǔ)上引入反傾銷的相應(yīng)變量。研究結(jié)果表明反傾銷法具有貿(mào)易破壞效應(yīng)，全球范圍內(nèi)反傾銷措施的迅速擴(kuò)散具有“寒蟬效應(yīng)”，由此所帶來的貿(mào)易流量的減少是不可忽略的，很大程度上抵消了貿(mào)易自由化的作用。

本文借鑒Vandenbussche andZanardi(2006)的寒蟬效應(yīng)模型，定量分析中國對外反傾銷的貿(mào)易效應(yīng)。為了準(zhǔn)確考察反傾銷措施對中國從被訴國的進(jìn)口貿(mào)易額的影響，將傳統(tǒng)的標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間序列模型或靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型擴(kuò)展為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸模型，即在解釋變量中包含因變量的一階滯后值，具體模型可表述為：

（1）

關(guān)于解釋變量的含義、對因變量的理論預(yù)測影響(預(yù)期符號(hào))及說明見表1。需要特別注意一下三點(diǎn)：1、反傾銷立案數(shù)量和反傾銷實(shí)施措施數(shù)量，用和表示，由于在某些年份中國對歐盟、臺(tái)灣和其他一些國家和的反傾銷立案數(shù)和反傾銷肯定性措施數(shù)為零，均加上1，可以避免對其取對數(shù)后，其值不存在。另外反傾銷的立案數(shù)的滯后一期作為解釋變量，由于反傾銷立案對貿(mào)易的影響存在滯后性；而反傾銷立案與最終終裁之間存在較長的一段時(shí)間（一般為12個(gè)月至18個(gè)月），直接以當(dāng)年反傾銷措施數(shù)作為解釋變量。2、固定效應(yīng)和一階差分GMM檢驗(yàn)中，距離會(huì)導(dǎo)致多重共線性問題，本文不再考慮該變量。3、匯率，以往研究發(fā)現(xiàn)名義匯率的變動(dòng)和實(shí)際匯率的變動(dòng)高度相關(guān)，本文據(jù)此直接采用數(shù)據(jù)最容易收集的名義匯率代表匯率風(fēng)險(xiǎn)。另外由于國際貿(mào)易的簽約和實(shí)際交貨并不是同時(shí)進(jìn)行，匯率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)不會(huì)立即影響到當(dāng)年的進(jìn)出口，我們假設(shè)期間的時(shí)滯為1年，用來表示。

表1 解釋變量的含義、預(yù)期符號(hào)和理論說明

解釋

變量

含義

預(yù)期

符號(hào)

理論解釋

滯后一期的進(jìn)口額(美元)

+

代表中國從被訴國或地區(qū)進(jìn)口額的滯后一期，滯后一期規(guī)模越大，貿(mào)易流量越大

中國的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值(億美元)

+

代表中國（進(jìn)口方）的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和進(jìn)口需求能力，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高的國家，貿(mào)易流量也越大

被訴國或地區(qū)的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值(億美元)

+

代表被訴國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和出口供給能力，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高的國家，貿(mào)易流量也會(huì)越大

中國的人口數(shù)(百萬人)

/

中國（進(jìn)口方）人口越多，對進(jìn)口貿(mào)易需求越大；另一方面，人口的增加，使得國內(nèi)分工深化，減少貿(mào)易量

被訴國或地區(qū)的人口數(shù)(百萬人)

-

出口國家或地區(qū)人口增加，為滿足本國需求，而減少出口貿(mào)易量；另一方面，人口增加，使得國內(nèi)分工深化，減少貿(mào)易量

滯后一期的中國對外反傾銷立案數(shù)量

-

代表中國對該被訴國或地區(qū)發(fā)起發(fā)傾銷立案調(diào)查的數(shù)量，由于調(diào)查效應(yīng)的存在，將減少貿(mào)易量

肯定性終裁或簽訂價(jià)格承諾協(xié)議的反傾銷措施數(shù)量

-

代表中國對該被訴國或地區(qū)實(shí)施肯定性終裁或簽訂價(jià)格承諾協(xié)議，由于反傾銷稅或價(jià)格承諾協(xié)議的存在，將減少貿(mào)易量

對外開放度，以中國（進(jìn)口方）進(jìn)出口總額與其國內(nèi)生產(chǎn)總值之比（%）表示

+

反映中國（進(jìn)口國）對國際市場的依賴程度，對外依存度越大，貿(mào)易流量越大(一般地，進(jìn)口國經(jīng)濟(jì)對貿(mào)易的依賴程度越高，其進(jìn)口貿(mào)易水平也越高)

虛擬變量，當(dāng)雙方均屬于WTO成員時(shí)，取值為1，否則取值為0

+

當(dāng)進(jìn)出口雙方屬于同一貿(mào)易集團(tuán)時(shí)，由于貿(mào)易優(yōu)惠政策的存在，雙邊貿(mào)易量將上升

以100單位的人民幣為標(biāo)準(zhǔn)，表示其他國家或地區(qū)的貨幣

篇6

【關(guān)鍵詞】匯率；匯率波動(dòng)；進(jìn)出口貿(mào)易；綜述

一、人民幣匯率及其波動(dòng)對我國整體進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

（一）采用協(xié)整分析方法研究人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

盧向前，戴國強(qiáng)（2005）選取1994-2003年月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)與我國進(jìn)出口的長期關(guān)系，結(jié)果表明人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對進(jìn)出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應(yīng)。曹陽，李劍武（2006）選取1980-2004年數(shù)據(jù)，使用AR-GARCH模型測度匯率波動(dòng)性，采用E-G兩步法研究人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)與我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，認(rèn)為匯率波動(dòng)的增加在短期對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響不大，但在長期，隨著匯率波動(dòng)的增加我國出口量將會(huì)減少而進(jìn)口量則會(huì)增加。張進(jìn)銘，周才云（2007）運(yùn)用鄒至莊檢驗(yàn)對1980-2005年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)并分為1980-1993年和1994-2005年兩階段進(jìn)行分析，結(jié)果表明，只有在1980-1993年我國出口貿(mào)易與人民幣匯率波動(dòng)存在長期協(xié)整關(guān)系；人民幣匯率波動(dòng)與進(jìn)口貿(mào)易不存在格蘭杰因果關(guān)系，與出口貿(mào)易存在單向格蘭杰因果關(guān)系；匯率的正向沖擊對進(jìn)口和出口貿(mào)易影響均為正，其中，對出口貿(mào)易影響較強(qiáng)烈而對進(jìn)口貿(mào)易影響較微弱。谷宇，高鐵梅（2007）選取1997年1季度-2006年3季度數(shù)據(jù)，采用GARCH模型測度匯率波動(dòng)性，使用E-G兩步法進(jìn)行分析，結(jié)果表明，在短期，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對進(jìn)出口均表現(xiàn)為負(fù)向沖擊且對進(jìn)口的沖擊效應(yīng)更大；在長期，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對進(jìn)口表現(xiàn)為正向沖擊而對出口則表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，且人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)的擴(kuò)大可在一定程度上降低我國貿(mào)易順差。周才云，曹泰松（2008）選取1980-2005年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為我國進(jìn)出口與匯率存在長期協(xié)整關(guān)系，匯率波動(dòng)對出口貿(mào)易影響較大而對進(jìn)口影響較微弱。胡曉（2009）選取1985-2007年數(shù)據(jù)對中美貿(mào)易進(jìn)行協(xié)整分析，結(jié)果表明，人民幣貶值對我國出口產(chǎn)生正向作用而對進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)作用，認(rèn)為現(xiàn)階段人民幣升值可在一定程度上削減美國對中國的巨大貿(mào)易逆差。黃錦明（2010）選取1995年4季度-2009年4季度數(shù)據(jù)，利用GARCH測度匯率波動(dòng)性，采用E-G兩步法研究人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明，進(jìn)口貿(mào)易和人民幣實(shí)際有效匯率在短期和長期均成負(fù)相關(guān)，而出口貿(mào)易僅在長期易受實(shí)際有效匯率波動(dòng)的影響。李文懿（2010）選取1988-2006年數(shù)據(jù)研究人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響，認(rèn)為進(jìn)出口增長與匯率波動(dòng)之間存在長期協(xié)整關(guān)系且匯率波動(dòng)對出口貿(mào)易影響更為明顯；出口貿(mào)易與匯率存在格蘭杰因果關(guān)系；匯率提升在短期促進(jìn)出口增長。譚越月，賈建華（2011）選取2005年7月-2010年10月數(shù)據(jù)研究人民幣實(shí)際有效匯率對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率與中國的進(jìn)出口貿(mào)易之間不存在長期的協(xié)整關(guān)系且無格蘭杰因果關(guān)系。李天峰（2012）選用2002年4月-2010年4月數(shù)據(jù)，使用GARCH模型測度匯率波動(dòng)性，在匯率水平值變化和波動(dòng)率變化兩方面對中歐雙邊進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行分析。結(jié)果表明，匯率波動(dòng)在短期推動(dòng)中國對歐元區(qū)的進(jìn)口抑制出口，人民幣貶值對中國進(jìn)出口均具有推動(dòng)作用；在長期，中國出口額隨匯率波動(dòng)增加而進(jìn)口額隨匯率波動(dòng)減少，人民幣升值對中國與歐元區(qū)出口均造成傷害且我國出口受傷害程度為歐元區(qū)6倍。許可（2012）選取2001年1月-2010年6月數(shù)據(jù)，采用AR-GARCH模型對匯率波動(dòng)進(jìn)行測度，選用E-G兩步法研究人民幣匯率波動(dòng)對中國和東盟、日本、美國、歐盟、韓國、中國香港的進(jìn)出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率和多數(shù)貿(mào)易伙伴的出口長期成顯著負(fù)相關(guān)，對與歐盟，東盟，香港出口短期有反向沖擊作用，對韓國進(jìn)口短期有正向沖擊作用。

（二）采用其他方法研究人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

1.采用OLS方法研究人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

張毓卿（2009）選取1998-2007年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明，人民幣升值可導(dǎo)致我國進(jìn)出口貿(mào)易額的反向變動(dòng)，且人民幣匯率波動(dòng)對我國進(jìn)口影響較大而對出口影響較小。邱禮海（2010）選取2005年3季度-2010年2季度數(shù)據(jù)進(jìn)行人民幣實(shí)際有效匯率對進(jìn)出口差額的分析，認(rèn)為人民幣有效匯率指數(shù)與當(dāng)期的進(jìn)出口差額的負(fù)相關(guān)，存在J曲線效應(yīng)。

2.采用最大似然法研究人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

蔣競（2007）選取1989-2004年年度數(shù)據(jù)，采用匯率的方差度量匯率波動(dòng)性，對中美進(jìn)出口與人民幣匯率波動(dòng)的關(guān)系運(yùn)用極大似然法進(jìn)行研究，認(rèn)為我國出口總額和美國進(jìn)口總額波動(dòng)性與人民幣對美元名義匯率的波動(dòng)性正相關(guān)，我國進(jìn)口總額和美國出口總額波動(dòng)性則與人民幣對美元名義匯率的波動(dòng)性負(fù)相關(guān)，從而驗(yàn)證了匯率波動(dòng)的價(jià)格轉(zhuǎn)移機(jī)制的正確性。

3.采用其他方法研究人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響

周宇（2008）選取1992-2005年數(shù)據(jù)，采用不完全替代模型對人民幣升值對我國進(jìn)出口影響進(jìn)行分析，認(rèn)為人民幣匯率與出口正相關(guān)且存在兩年的滯后期，對進(jìn)口的影響雖為正但并不顯著。任再萍，張迎斌，姚大偉（2008）選取1986-2006年數(shù)據(jù)，運(yùn)用皮爾遜相關(guān)系數(shù)對人民幣匯率波動(dòng)與我國進(jìn)出口貿(mào)易相關(guān)性的研究，結(jié)果表明，出口增長率和匯率波動(dòng)呈反向變動(dòng)，進(jìn)口增長率則與匯率波動(dòng)同向變動(dòng)。姜昱，邢曙光，楊勝剛（2011）選取1985-2008年數(shù)據(jù)，采用Hansen門限面板模型進(jìn)行研究，結(jié)果表明，雖然在不同匯率區(qū)間均不存在門限效應(yīng)，但在不同的匯率波動(dòng)幅度下存在門限效應(yīng)。單門限模型的研究結(jié)果表明，人民幣升值并不會(huì)減少我國當(dāng)前貿(mào)易收支情況，人民幣貶值不會(huì)擴(kuò)大我國貿(mào)易順差；雙門限模型結(jié)果表明，人民幣升值率超過11.78%后將會(huì)減少我國國際收支。

二、人民幣匯率及其波動(dòng)對我國區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

（一）人民幣匯率及其波動(dòng)對我國區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易影響

姚允柱，張國強(qiáng)（2006）使用面板數(shù)據(jù)分析1981-2004年匯率變動(dòng)對我國28個(gè)省際間進(jìn)出口的影響，結(jié)果表明，匯率變動(dòng)對我國區(qū)域間進(jìn)出口的影響存在差異，我國整體及大部分地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易對匯率缺乏彈性，認(rèn)為1992-2004年的市場發(fā)展使得我國出口對匯率變動(dòng)開始變得敏感。

（二）人民幣匯率及其波動(dòng)對我國各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易影響

蔣潔芳（2006）認(rèn)為廣西進(jìn)出口額不大且出口以農(nóng)產(chǎn)品、資源型初級(jí)產(chǎn)品、紡織服裝和瓷器為主，進(jìn)口以工業(yè)產(chǎn)品作為原材料為主，匯率變化的影響是有限的，人民幣升值雖然會(huì)縮小貿(mào)易順差的規(guī)模，但不會(huì)改變市場格局和持續(xù)順差的局面。鄧超，章賢（2007）選取2001-2006年季度數(shù)據(jù)研究人民幣實(shí)際有效匯率對湖南省進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，匯率波動(dòng)對出口總體影響不大，對出口影響的時(shí)滯約為1年，對進(jìn)口的滯后期約為半年；匯率波動(dòng)對不同行業(yè)影響不同。孔晴（2008）認(rèn)為人民幣加速升值有利于甘肅省擴(kuò)大進(jìn)口，降低進(jìn)口商品成本，增強(qiáng)進(jìn)口企業(yè)在市場上的競爭力，迫使企業(yè)優(yōu)化進(jìn)出口商品的結(jié)構(gòu)。繆露（2009）選取2005-2007年季度數(shù)據(jù)研究人民幣匯率波動(dòng)對江蘇省進(jìn)出口貿(mào)易的影響，認(rèn)為匯率波動(dòng)對進(jìn)口和出口的影響存在不同程度的J曲線效應(yīng)；對出口影響的時(shí)滯為5個(gè)季度，對進(jìn)口為1個(gè)季度。指出，人民幣升值并不能改變江蘇省的貿(mào)易順差狀況，甚至仍會(huì)因江蘇省以加工為主的貿(mào)易方式和以外商投資企業(yè)為主的貿(mào)易主體而使得順差不斷擴(kuò)大。施芳芳（2009）分析1998-2008年相關(guān)季度數(shù)據(jù)，認(rèn)為2005年7月匯改前匯率對廣西進(jìn)出口影響都較大，而匯改后影響較小，且匯率波動(dòng)的影響存在J曲線效應(yīng)。馮梅，劉思格，徐丹（2010）通過研究2005年7月-2010年6月人民幣實(shí)際有效匯率與陜西省進(jìn)出口的關(guān)系，認(rèn)為陜西省出口對實(shí)際有效匯率具有顯著的格蘭杰影響，但實(shí)際匯率變化對出口沒有顯著的反饋?zhàn)饔谩埼膮R（2011）認(rèn)為重啟匯改后，人民幣匯率波動(dòng)幅度加大，人民幣升值雖然沒有改變河北省進(jìn)出口恢復(fù)性增長的勢頭，但出口企業(yè)盈利能力有所下降；人民幣升值預(yù)期將會(huì)促使企業(yè)調(diào)整財(cái)務(wù)及經(jīng)營策略，雖然短期內(nèi)會(huì)加大跨境資金流入的壓力，但長期將有利于促使國際收支平衡。陳望遠(yuǎn)，蔡武（2012）選取2005年7月-2010年12月數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣匯率波動(dòng)與廣東省進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，認(rèn)為匯率波動(dòng)對廣東省進(jìn)出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應(yīng)。

三、人民幣匯率及其波動(dòng)對我國不同行業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易影響的研究

白瑤，李坤坤（2008）認(rèn)為由于我國加工型貿(mào)易產(chǎn)品主要是快速消費(fèi)品，所以相對與匯率的變動(dòng)，加工型出口貿(mào)易額的增長更取決于貿(mào)易對象的消費(fèi)能力。任再萍，姚大偉，陳（2009）采用2005年8月-2008年3月數(shù)據(jù)研究人民幣匯率波動(dòng)對我國進(jìn)出口企業(yè)的影響，認(rèn)為人民幣對各主要貨幣的匯率波動(dòng)間存在相關(guān)性，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的出口額變化與匯率波動(dòng)之間存在顯著負(fù)相關(guān)，總體上初級(jí)產(chǎn)品的進(jìn)口與匯率波動(dòng)呈現(xiàn)顯著相關(guān)性，大部分工業(yè)成品對匯率波動(dòng)無顯著相關(guān)性。劉海月（2009）研究了人民幣匯率波動(dòng)對我國具體行業(yè)進(jìn)出口的影響，認(rèn)為人民幣升值一方面可以降低我國進(jìn)口依存度較高行業(yè)的大宗交易成本，改善相關(guān)行業(yè)的盈利狀況；但另一方面降低了進(jìn)口商品價(jià)格，對我國國內(nèi)生產(chǎn)進(jìn)口替代品的行業(yè)構(gòu)成一定的威脅。由于我國目前的出口產(chǎn)品主要以初級(jí)產(chǎn)品和勞動(dòng)密集型加工產(chǎn)品為主，人民幣升值會(huì)抵消我國廉價(jià)勞動(dòng)力的成本優(yōu)勢，使我國出口價(jià)揚(yáng)量跌。李永寧，任強(qiáng)（2010）認(rèn)為匯率波動(dòng)對各行業(yè)存在差異，其中對制造業(yè)影響較重。馬峰（2011）選取2001-2009年季度數(shù)據(jù)研究人民幣實(shí)際匯率對我國鋼鐵行業(yè)進(jìn)出口的影響，結(jié)果表明，匯率波動(dòng)對我國的鋼鐵進(jìn)出口貿(mào)易影響較大，在2005年7月-2009年1月間不存在J曲線效應(yīng)。譚越月，賈建華（2011）對不同貿(mào)易方式進(jìn)行分析，認(rèn)為原料來自國內(nèi)的貿(mào)易方式對匯率的敏感程度最大，匯率變動(dòng)的貿(mào)易效果與進(jìn)口原材料在出口生產(chǎn)中所占比重的高低成反比。劉婷婷（2011）選取2006年8月-2010年12月數(shù)據(jù)，利用GARCH模型測度匯率波動(dòng)性，運(yùn)用Johansen多變量協(xié)整模型研究人民幣匯率波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)造成勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品、食品和資源密集型產(chǎn)品出口從長期來看增長率下降，其中，對食品和資源密集型產(chǎn)品的出口影響程度最大；人民幣匯率波動(dòng)對勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品進(jìn)口增長率產(chǎn)生的影響中，對勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的影響程度最大。人民幣貶值有助于我國進(jìn)出口增長率上漲。

四、評述

回顧以往的研究可以發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率及其波動(dòng)對我國進(jìn)出口貿(mào)易造成影響的結(jié)論并不一致，有的與理論相符，有的則與之相悖，由此可見人民幣匯率及其波動(dòng)對于我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響尚無定論。此外，前人的研究主要集中在對我國整體進(jìn)出口貿(mào)易的層面上，對于人民幣匯率及其波動(dòng)對于我國具體的地區(qū)和行業(yè)影響的研究仍然較少，因此，在這兩方面進(jìn)行人民幣匯率及其波動(dòng)影響的研究仍有較大的空間。

參考文獻(xiàn)：

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篇7

關(guān)鍵詞： 進(jìn)口；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整關(guān)系；誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F752.61　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1006-1894(2007)06-0010-05

傳統(tǒng)觀念傾向于將進(jìn)口與出口對立起來，認(rèn)為進(jìn)口只是對國內(nèi)需求的抵消，而沒有考慮進(jìn)口的目的和結(jié)構(gòu)，沒有考慮進(jìn)口對本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用。因此，長期以來關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)往往只關(guān)注和考察出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。這種情況直到20世紀(jì)90年代才開始有所改變，特別是在人們看到90年代的美國通過技術(shù)革新和進(jìn)口擴(kuò)張優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，創(chuàng)造了低通脹、低失業(yè)、高逆差、高增長的新經(jīng)濟(jì)之后，開始關(guān)注進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的積極促進(jìn)作用，由此相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)研究文獻(xiàn)也陸續(xù)出現(xiàn)。

Robert Barro&Sala-I-Martin(1992)、David Dollar(1992)、SebastianEdwards(1992)研究了各樣本國家的GNP數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，被考察國家中那些以貿(mào)易壁壘限制進(jìn)口的國家經(jīng)濟(jì)增長的速度較慢。在大量的跨國回歸估計(jì)中，無論是采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)還是平行面板數(shù)據(jù)，都幾乎得到了相同的結(jié)論：進(jìn)口限制阻礙本國的經(jīng)濟(jì)增長。然而，如果研究者通過對產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析以辨別產(chǎn)業(yè)部門進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)的增長效應(yīng)，則會(huì)發(fā)現(xiàn)前述的宏觀經(jīng)驗(yàn)實(shí)證研究結(jié)果在中觀層面并不一定成立，而且中觀層面上的進(jìn)口貿(mào)易活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究會(huì)由于國家的差異或各個(gè)國家所處發(fā)展階段的不同而得到不同的結(jié)果(Worz，2004)，換言之，產(chǎn)業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)研究難以得出一般性的結(jié)論。這說明，中觀層面上的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的結(jié)構(gòu)分析遠(yuǎn)比宏觀層面上的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的總量分析復(fù)雜。由于國內(nèi)對中觀層面上的進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究大多停留在定性分析層面上，缺乏具體的估計(jì)分析。因此，本文擬從新貿(mào)易理論和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論出發(fā)，借鑒國外一些學(xué)者對進(jìn)口貿(mào)易模式與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究方法，以中國為例，在產(chǎn)業(yè)層面上進(jìn)行進(jìn)口貿(mào)易的長期和短期動(dòng)態(tài)分析以揭示進(jìn)口貿(mào)易模式與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)回顧

Romer(1993)利用76個(gè)發(fā)展中國家1960年的截面數(shù)據(jù)率先考察了機(jī)器設(shè)備進(jìn)口對生產(chǎn)效率的積極影響。David Coe＆Helpman(1997)檢驗(yàn)了通過機(jī)器設(shè)備進(jìn)口而流向欠發(fā)達(dá)國家的研究開發(fā)溢出效應(yīng)。Lawrence(1999)針對20世紀(jì)80年代美國100多個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口競爭對全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示了進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提升。Keller(1998，2000)分析了產(chǎn)品進(jìn)口與技術(shù)擴(kuò)散之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品進(jìn)口通過其技術(shù)外溢，使進(jìn)口國更快地接近國外技術(shù)水平。Connolly(2003)利用75個(gè)國家1965～1990年的數(shù)據(jù)分析了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對發(fā)展中國家技術(shù)模仿與創(chuàng)新的外溢效應(yīng)，結(jié)果顯示發(fā)展中國家模仿與創(chuàng)新都顯著而一致地依賴于來自發(fā)達(dá)國家的高科技進(jìn)口。Worz(2004)用45個(gè)國家1981～1997年35個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)樣本探討了貿(mào)易品技術(shù)密集度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的高進(jìn)口滲透率(一般以產(chǎn)業(yè)進(jìn)口額與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出額之比表示)會(huì)減少邊干邊學(xué)的機(jī)會(huì)，發(fā)達(dá)國家進(jìn)口品的技術(shù)密集度與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)，而發(fā)展中國家中等技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口不利于長期經(jīng)濟(jì)增長、高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口有利于經(jīng)濟(jì)增長。相對于國外已有的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證研究而言，國內(nèi)的相關(guān)研究較為少見。

二、實(shí)證分析

1　變量和數(shù)據(jù) 為了更準(zhǔn)確地測量在不同產(chǎn)業(yè)層面上進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，我們構(gòu)造計(jì)量模型來深入探討GDP、投資總額和不同產(chǎn)業(yè)進(jìn)口額這些變量之間的相互關(guān)系。

進(jìn)口貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)制主要體現(xiàn)為進(jìn)口貿(mào)易的間接動(dòng)態(tài)效應(yīng)，即進(jìn)口貿(mào)易是接受國外技術(shù)和知識(shí)外溢的重要渠道。外部的學(xué)習(xí)帶動(dòng)了國內(nèi)生產(chǎn)部門的技術(shù)進(jìn)步，從而最終作用于國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長。但是，不同產(chǎn)業(yè)的間接動(dòng)態(tài)效應(yīng)即外溢效應(yīng)有所差異：越是高端產(chǎn)業(yè)(技術(shù)密集度較高的產(chǎn)業(yè))，其生產(chǎn)率就越高，則其知識(shí)外溢和動(dòng)態(tài)增長效應(yīng)就越大。換言之，技術(shù)溢出的范圍隨著進(jìn)口品技術(shù)含量的上升而擴(kuò)大。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)部門與低技術(shù)部門相比，其資源配置效應(yīng)、動(dòng)態(tài)規(guī)模效應(yīng)和外溢效應(yīng)更大，因而對一國經(jīng)濟(jì)增長會(huì)產(chǎn)生更大、更長時(shí)期的影響。高進(jìn)口滲透率會(huì)降低邊干邊學(xué)的范圍。只有出口貿(mào)易活動(dòng)才能產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)。有些產(chǎn)業(yè)通過專業(yè)化生產(chǎn)能最大限度地發(fā)揮邊干邊學(xué)潛力、產(chǎn)生動(dòng)態(tài)規(guī)模報(bào)酬遞增，進(jìn)而引致國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。而對邊干邊學(xué)潛力小的產(chǎn)業(yè)(一般是低端產(chǎn)業(yè))進(jìn)行出口專業(yè)化生產(chǎn)將影響長期增長。值得注意的是，專業(yè)化生產(chǎn)程度的增長效應(yīng)取決于一國的資源稟賦，特別是人力資本存量。就進(jìn)口貿(mào)易而言，在勞動(dòng)力密集型、低技能產(chǎn)業(yè)的高進(jìn)口滲透率有助于釋放資源使其更有效地用于其他產(chǎn)業(yè)，從而提高長期經(jīng)濟(jì)增長率。但高技能產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向是不確定的。因?yàn)檫M(jìn)口中所包含的無形資產(chǎn)(知識(shí)和技術(shù))促進(jìn)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長；另一方面，進(jìn)口又減少了邊干邊學(xué)的機(jī)會(huì)，對長期經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面影響。究竟進(jìn)口貿(mào)易對于經(jīng)濟(jì)增長的凈效應(yīng)如何呢?這就需要我們構(gòu)建計(jì)量方程來準(zhǔn)確反映它們之間的長期關(guān)系，因而這里主要用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型對不同產(chǎn)業(yè)層面的進(jìn)口貿(mào)易與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行深入的分析。

根據(jù)我國的海關(guān)統(tǒng)計(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)、工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)，將進(jìn)口商品分為初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)制品兩大類，其中初級(jí)產(chǎn)品可分為食品及活動(dòng)物、飲料及煙類、非食用原料(燃料除外)、礦物燃料、油及有關(guān)原料和動(dòng)植物油脂及蠟等；工業(yè)制成品可分為化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品，礦冶產(chǎn)品及其制品、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備、雜項(xiàng)制品和未分類的商品。因?yàn)槲覈M(jìn)口商品以工業(yè)制成品為主，工業(yè)制成品進(jìn)口中又以化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品和機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備3類制成品為主，所以我們可以從工業(yè)制成品內(nèi)部結(jié)構(gòu)來分析，把這一研究對象具體確定為化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品，礦冶產(chǎn)品及其制品和機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備3類。依照經(jīng)合組織(OECD)按研究開發(fā)密集度對制造業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品屬于低技術(shù)產(chǎn)品；機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備屬于中等技術(shù)產(chǎn)品；化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品屬于高技術(shù)產(chǎn)品。

本文分析所使用的樣本取自1980～2004年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2005》。我們通過宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)GDP反映經(jīng)濟(jì)增長。由于固定資產(chǎn)投資對于進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有著重要的影響，這里將固定資產(chǎn)投資作為模型的控制變量。用城

鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1980＝100)對GDP、投資、各類產(chǎn)品進(jìn)口數(shù)據(jù)進(jìn)行物價(jià)平指，以消除物價(jià)變動(dòng)對GDP、投資，產(chǎn)品進(jìn)口額的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除異方差的影響。所以對實(shí)際GDP、實(shí)際投資、產(chǎn)品實(shí)際進(jìn)口進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用lngdp、lninv、lnpim、lnlim、lnmim、lncim表示自然對數(shù)的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值、實(shí)際投資總額、初級(jí)產(chǎn)品實(shí)際進(jìn)口額、輕紡產(chǎn)品及橡膠制品類實(shí)際進(jìn)口額、機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備類實(shí)際進(jìn)口額、化學(xué)成品及有關(guān)產(chǎn)品類實(shí)際進(jìn)u額。

2　時(shí)間序列的平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)　由于協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立，都需要變量為平穩(wěn)序列，因此首先對上述變量進(jìn)行ADF(the Augment Dickey Fuller Test)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其平穩(wěn)性及單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

上述所有選取變量的對數(shù)序列在5％的顯著性水平下都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其一階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對值均大于在5％顯著水平下臨界值的絕對值，即均不存在單位根，均為一階單整序列，亦即lngdp，lninv，lnpim，inmim，lrdim，lncim～I(xiàn)(1)，其一階差分序列在不同的顯著水平下為I(O)序列。各變量的差分對數(shù)序列實(shí)際上表示的是增長率的概念。

3　協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型　根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個(gè)或多個(gè)序列滿足單整階數(shù)相同且序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則上述非平穩(wěn)序列之間就存在長期均衡關(guān)系，從而可以有效避免虛假回歸問題。所以對于經(jīng)過單位根檢驗(yàn)后表明為同階單整的序列而吉，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以分析序列之間的協(xié)整關(guān)系。我們可以運(yùn)用動(dòng)態(tài)分布滯后(ADL)模型來進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。一階ADL模型的估計(jì)結(jié)果如下：

上式中EG值-3.30在10％水平上拒絕了零假設(shè)，該結(jié)果說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，該協(xié)整關(guān)系式表明：投資和初級(jí)產(chǎn)品、輕紡產(chǎn)品、橡膠制品及化學(xué)成品等三大類產(chǎn)品的進(jìn)口對我國經(jīng)濟(jì)增長具有推動(dòng)作用，而機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備類的進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長具有一定的抑制作用。

由動(dòng)態(tài)分布滯后模型我們可以得到誤差修正模型(ECM)來考察變量問的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即把長期關(guān)系模型中的各變量以一階差分的形式重新構(gòu)造，并把長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的過程中，逐步剔除那些無顯著性變量，直到得出一個(gè)簡化的模型。我們建立誤差修正模型如下：

此式為最終確定的誤差修正模型。該式表明GDP增長幅度要低于全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的增長幅度，初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)口的增長幅度和機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備進(jìn)口的增長幅度，并且機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備進(jìn)口的增長對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生反向影響，同時(shí)上一年度的非均德誤差以0.036的比率對本年度lngdp的取值做出反向修正。

三、結(jié)　語

通過上述協(xié)整分析與誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果，我們可以得到以下結(jié)論：

第一，GDP與投資、四大類產(chǎn)品進(jìn)口在水平上存在長期的協(xié)整關(guān)系。從長期來看，初級(jí)產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品及化學(xué)成品等三大類產(chǎn)品的進(jìn)口增長對我國GDP增長存在積極的影響，其影響主要表現(xiàn)為：初級(jí)產(chǎn)品和輕紡產(chǎn)品、橡膠制品兩大類產(chǎn)品均屬于低技術(shù)產(chǎn)品，這些低技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口可以使國內(nèi)資源更多地配置在附加值更高的中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有更大的邊干邊學(xué)潛力和知識(shí)溢出效應(yīng)，從而加快國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步、提高產(chǎn)出能力；而化學(xué)成品類作為高技術(shù)產(chǎn)品與國際先進(jìn)水平相比較，我國此類產(chǎn)品的國際競爭力仍處于劣勢，受到國內(nèi)人力資本瓶頸的約束，這類產(chǎn)品的進(jìn)口有助于提高資源配置效率，進(jìn)而提升產(chǎn)出能力。值得注意的是，從長期來看，我國機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備類的進(jìn)口增長對GDP增長存在負(fù)面影響，這可能是因?yàn)槭苤朴谖覈娜肆Y本存量，機(jī)械設(shè)備類產(chǎn)品作為中等技術(shù)產(chǎn)品與高技術(shù)產(chǎn)品相比，其國內(nèi)生產(chǎn)將帶來更大的學(xué)習(xí)效應(yīng)，產(chǎn)生更大的動(dòng)態(tài)規(guī)模效應(yīng)，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。所以，機(jī)械設(shè)備類產(chǎn)品的進(jìn)口增長會(huì)因喪失學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)而不利于經(jīng)濟(jì)增長。由此可見，產(chǎn)業(yè)層面的進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析遠(yuǎn)比宏觀總量層面的關(guān)系分析復(fù)雜。

第二，從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，這四大類產(chǎn)品的進(jìn)口增長對我國GDP增長的作用方向與長期考察是一致的。輕紡產(chǎn)品、橡膠制品和化學(xué)成品等兩大類產(chǎn)品的進(jìn)口對GDP增長的推動(dòng)作用比較弱，可能的原因是我國的輕紡產(chǎn)品具有較強(qiáng)的國際競爭力，因此其進(jìn)口的技術(shù)外溢效應(yīng)非常有限，而化學(xué)成品進(jìn)口的技術(shù)外溢效應(yīng)因受國內(nèi)人力資本瓶頸的約束而被削弱，由此影響了這兩類產(chǎn)品的進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

篇8

[關(guān)鍵詞]復(fù)進(jìn)口；虛假貿(mào)易；保稅區(qū)；套利交易

[中圖分類號(hào)]F752[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]2095-3283（2013）10-0011-03

[作者簡介]周偉（1980-），男，博士研究生，研究方向：中國宏觀經(jīng)濟(jì)。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計(jì)，2013年1―4月份中國出口額同比增長17.5%，遠(yuǎn)高于上年全年8%的水平，但是出口同比增長率到了5月份又突然下跌到只有1%，因此1―4月份的數(shù)據(jù)應(yīng)該是有虛高的情況，因?yàn)槠渌恍┙?jīng)濟(jì)指標(biāo)顯示不太可能出現(xiàn)那么高的出口增長。例如，采購經(jīng)理人指數(shù)中的出口訂單指數(shù)同期只有48.8，低于上年全年平均的49.2；統(tǒng)計(jì)局報(bào)告的工業(yè)企業(yè)出貨值同比增長率同期只有5%。

此外，海關(guān)的數(shù)據(jù)還顯示了一些可疑的情況。例如，2013年1―4月份，中國大陸對香港的出口同比增長了69%（2012年全年是21%）；中國通過保稅區(qū)的出口同比增長了256%（2012年全年是91%），進(jìn)口則同比增長了84%（2012年全年是32%）。這些大大高于2012年全年水平的同比增速的數(shù)字很難用外需增強(qiáng)來解釋。筆者認(rèn)為其背后的原因是所謂的“虛假貿(mào)易”。這些貿(mào)易活動(dòng)沒有真實(shí)的貿(mào)易需求的背景，絕大多數(shù)是在大陸和香港之間通過保稅區(qū)進(jìn)行，其主要目的是為了套取兩地之間的利息差以及匯率變動(dòng)的收益。

2013年5月份我國進(jìn)出口貿(mào)易額增速的大幅度放緩正是因?yàn)橛嘘P(guān)部門注意到這個(gè)問題后及時(shí)地采取了應(yīng)對措施，壓制了虛假貿(mào)易的活動(dòng)。通過多種不同的方法，估算出2013年1―4月份的出口同比數(shù)據(jù)由于虛假貿(mào)易的原因，可能被高估了大概8～9個(gè)百分點(diǎn)。再加上2012年5月份出口同比增長率較高的基期效應(yīng)，導(dǎo)致2013年5月份的出口增速突然下滑到1%。下面筆者將對虛假貿(mào)易的具體方式進(jìn)行討論，但是在此之前先對相關(guān)概念作一闡述：

一、“復(fù)進(jìn)口”的模式和原因

所謂復(fù)進(jìn)口，簡單地說就是同一批貨物出口以后又被進(jìn)口到國內(nèi)，有些情況下也稱作“保稅區(qū)一日游”。2005―2010年復(fù)進(jìn)口大約占我國全部進(jìn)口的7%～9%，其中從香港的復(fù)進(jìn)口占到全部復(fù)進(jìn)口的90%，并且復(fù)進(jìn)口中的80%都是由外商投資企業(yè)進(jìn)行的。傳統(tǒng)意義上的復(fù)進(jìn)口主要有兩大類動(dòng)機(jī)：一是物流方面的考慮，包括出口商品的退貨、跨國公司的跨國物流管理等；二是稅收方面的考慮，包括降低稅收成本、節(jié)約流動(dòng)資金等。

（一）物流因素

一些跨國公司將香港作為全球統(tǒng)一的采購和物流中心，這樣可以達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)從而降低成本。因此大量的原材料、零部件、半成品都要先發(fā)送到香港，然后再統(tǒng)一分配到全球各地的加工中心，包括中國大陸地區(qū)。這種集中管理的模式可以降低采購成本，也可以更有效地進(jìn)行存貨管理。

（二）稅收因素

香港的公司所得稅率較低，只有15%，低于中國大陸地區(qū)的25%和很多其他國家的公司所得稅率。因此一些跨國公司傾向于將更多的利潤記到香港公司的名下，這其中可能會(huì)伴隨著一些復(fù)進(jìn)口的活動(dòng)。

另外一種情況則和加工貿(mào)易的“深加工接轉(zhuǎn)”有關(guān)，目前官方和理論界對此觀點(diǎn)也并未統(tǒng)一，這里借用一個(gè)簡化的例子來說明。假設(shè)國內(nèi)有一家供應(yīng)商A和一家出口商B，B向A采購一部分中間產(chǎn)品，此時(shí)他們可以有兩種方式來完成這筆交易①：1.直接將貨物從A處發(fā)送到B處；2.A將貨物出口到保稅區(qū)或者香港，然后B再將貨物進(jìn)口回大陸。在第一種情況下，B需要先為這批貨物支付一筆增值稅，然后等到最終產(chǎn)品出口之后就能拿到增值稅退稅。那么在這段等待的時(shí)間里，B的一部分流動(dòng)資金就被占用了。如果是第二種情況，A將其產(chǎn)品出口到保稅區(qū)可以立即享受增值稅退稅，而B可以在加工貿(mào)易的模式下免稅進(jìn)口同一批產(chǎn)品，這樣就避免了流動(dòng)資金的占用。

二、“虛假貿(mào)易”及其套取跨境利息差的模式

上述幾種復(fù)進(jìn)口情況已經(jīng)存在多年，因此并不能解釋2013年1―4月份出口數(shù)據(jù)虛高的現(xiàn)象。2013年1―4月份，經(jīng)由福田口岸的大陸到香港的出口額增長了600%之多，筆者經(jīng)過和一些貿(mào)易公司以及銀行里做貿(mào)易信貸的人士進(jìn)行交流探討之后，確信海關(guān)報(bào)告中的進(jìn)出口數(shù)據(jù)由于虛假貿(mào)易行為的存在而被顯著高估。下面就通過一個(gè)假設(shè)的案例來說明虛假貿(mào)易產(chǎn)生的原因、過程及如何控制：

第一步，一家大陸公司向一家本地銀行存入人民幣1億元，然后用這些錢去購買銀行的理財(cái)產(chǎn)品，假設(shè)其預(yù)期收益率是每年4.5%。

第二步，這家大陸公司和一家香港公司簽署一個(gè)進(jìn)口協(xié)議，約定從香港進(jìn)口一批貨物到大陸。在此基礎(chǔ)上，大陸公司要求本地銀行向香港的出口公司簽發(fā)一個(gè)信用證，該信用證就由大陸公司的1億元存款作為擔(dān)保。

第三步，香港公司收到信用證之后，就向一家香港本地的銀行進(jìn)行貼現(xiàn)，假設(shè)貼現(xiàn)的利率是2%。這樣一來，就相當(dāng)于香港公司得到了一筆大約9800萬元人民幣的低息貸款。與此同時(shí)，相對應(yīng)的貿(mào)易商品（通常是黃金或者電子產(chǎn)品這樣一些體積小、價(jià)值高的商品）就從香港進(jìn)口到了大陸的保稅區(qū)。海關(guān)數(shù)據(jù)中將這一次貨物的跨境流動(dòng)記作進(jìn)口。

接下來，大陸公司（可以是另一家關(guān)聯(lián)公司）再向香港出口一批貨物，并據(jù)此將9800萬元人民幣的資金從境外轉(zhuǎn)移到境內(nèi)。實(shí)際上，這批出口貨物可能就是之前從香港進(jìn)口來的貨物，這批貨物僅僅是在香港和大陸的保稅區(qū)之間來回“空轉(zhuǎn)”。但是海關(guān)的數(shù)據(jù)卻記錄了進(jìn)口和出易，因此也就造成了數(shù)據(jù)的虛高。

如果事情到此結(jié)束，并且假設(shè)大陸公司拿著9800萬元人民幣再次購買了銀行理財(cái)產(chǎn)品，那么1年以后信用證到期時(shí)，大陸公司的整體收益就是1*（1+4.5%）+0.98*（1+4.5%）-1 = 1.069億元。也就是說基于1億元的本金，大陸公司一年的毛收益率是6.9%，高于銀行理財(cái)產(chǎn)品4.5%的回報(bào)率，更高于銀行存款利率。

實(shí)際上，大陸公司往往會(huì)以9800萬元人民幣為依托，再次通過虛假貿(mào)易的方式要求銀行簽發(fā)信用證，繼續(xù)下一輪的套利活動(dòng)②。這樣就能成倍放大其套利收益。根據(jù)中央電視臺(tái)的報(bào)道，在福田口岸同一批商品有時(shí)候一天之內(nèi)就出境、入境3～5個(gè)來回。此外，如果香港公司貼現(xiàn)出來的是美元或者港幣，那么在整個(gè)過程中還會(huì)享受到人民幣升值帶來的好處，但據(jù)了解，很多貿(mào)易商是選擇了對匯率波動(dòng)的敞口進(jìn)行對沖。

三、出口增長率被高估約8個(gè)百分點(diǎn)

2013年1―4月期間，由于大陸和香港之間的利息差異以及人民幣升值的大環(huán)境，導(dǎo)致這種以虛假貿(mào)易為掩護(hù)的跨境金融套利行為越來越多。這其中往往還摻雜有虛報(bào)商品價(jià)值和虛開發(fā)票金額等手法，甚至還出現(xiàn)了一些專門為此類活動(dòng)提供“咨詢”服務(wù)的機(jī)構(gòu)。那么從量化分析的角度看，海關(guān)報(bào)告中的出口和進(jìn)口數(shù)據(jù)到底有多少是被夸大的？下面用幾種不同方法從多個(gè)角度來估算虛假貿(mào)易的程度：

方法一：參考港口吞吐量數(shù)據(jù)

虛假貿(mào)易一般不會(huì)牽扯到商品的遠(yuǎn)洋運(yùn)輸，貨物通常只是在保稅區(qū)和香港的倉庫之間移動(dòng)，因此可以參考遠(yuǎn)洋貨物運(yùn)輸量的數(shù)據(jù)來估算真實(shí)的貿(mào)易活動(dòng)水平。根據(jù)2005―2012年的歷史數(shù)據(jù)，主要港口的集裝箱遠(yuǎn)洋運(yùn)輸量的同比增長率和我國出口量的同比增長率的線性相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.9，而前者一般比后者平均高出0.38個(gè)百分點(diǎn)。2013年1―4月份，主要港口的集裝箱貨運(yùn)量同比增長8.3%，在扣除同期出口商品單位價(jià)格同比下降0.13%的因素后，估算出2013年1―4月份真實(shí)的出口同比增長率應(yīng)該是7.8%（8.3%-0.38%-0.13%=7.8%）。

方法二：參考一般貿(mào)易的數(shù)據(jù)

很大一部分的虛假貿(mào)易活動(dòng)都隱藏在加工貿(mào)易項(xiàng)下，而一般貿(mào)易的數(shù)據(jù)受到的扭曲要小得多。因此一般貿(mào)易數(shù)據(jù)和加工貿(mào)易數(shù)據(jù)之間的差異可以作為參考，用來度量虛假貿(mào)易的規(guī)模。2005―2011年間，一般貿(mào)易中每月出口額同比增長率平均比全部出口額的同比增長率高3.9個(gè)百分點(diǎn)。而在2013年1―4月份，一般貿(mào)易出口增長率是15%，因此粗略算來，同期真實(shí)的出口增長率大概只有11.1%（15%-3.9%），低于海關(guān)數(shù)據(jù)顯示的17.3%。需要指出的是，這個(gè)11.1%的估算很可能是偏高的，因?yàn)橛幸徊糠痔摷儋Q(mào)易活動(dòng)也是出現(xiàn)在一般貿(mào)易項(xiàng)下。

方法三：參考工業(yè)企業(yè)出貨值的數(shù)據(jù)

工業(yè)企業(yè)出貨值的數(shù)據(jù)是由統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)企業(yè)直報(bào)系統(tǒng)產(chǎn)生的，不會(huì)受到貿(mào)易公司的虛假貿(mào)易活動(dòng)的影響。按照2001―2012年的歷史數(shù)據(jù)，出貨值的同比增速一般比海關(guān)報(bào)告的出口同比增長率低2.9個(gè)百分點(diǎn)。這其中部分原因是因?yàn)槌鲐浿档脑鲩L率是一個(gè)實(shí)際值的增長率，類似于工業(yè)增加值同比增長率這個(gè)指標(biāo)，海關(guān)報(bào)告的出口額數(shù)據(jù)都是名義值。2013年1―4月份，出貨值同比增長率為5.7%，對應(yīng)的真實(shí)出口同比增長率就應(yīng)該是8.6%（5.7%+2.9%）。

方法四：剔除對香港出口的異常增長

2010―2012年間，從每個(gè)月的出口同比增長率來看，我國出口總額平均增長20%，其中對香港的出口增長26%。但是在2013年1―4月份，出口總額同比增長17.3%，而對香港出口同比增長高達(dá)69%。考慮到2012年大陸對香港出口占到全部出口的16%左右，如果假定2013年1―4月份對香港的異常出口增長都是虛假貿(mào)易，那么同期真實(shí)的貿(mào)易同比增長率就是9.1%（17.3%-（69%-18%）*16%）。

方法五：剔除保稅區(qū)出口的異常增長

同樣的方法也可以用來處理保稅區(qū)出口的異常增長情況。2010―2012年，從每個(gè)月的出口同比增長率來看，我國出口總額平均增長20%，而保稅區(qū)出口增長43%。相比之下，2013年1―4月份，出口總額同比增長17.3%，而保稅區(qū)出口同比增長高達(dá)152%。考慮到2012年保稅區(qū)出口占我國全部出口的7%左右，如果假定2013年1―4月份保稅區(qū)的異常出口增長都是虛假貿(mào)易，那么同期真實(shí)的貿(mào)易同比增長率就是9.7%（17.3% -（152%-43%）*7%）。

上述五種估算方法所得到的結(jié)果有所不同，其估算結(jié)果的平均值約為9%，比海關(guān)數(shù)據(jù)所報(bào)告的2013年1―4月份出口同比增長率低了約8個(gè)百分點(diǎn)。

四、打擊虛假貿(mào)易活動(dòng)的政策

2013年初開始的虛假貿(mào)易活動(dòng)的猖獗也引起了管理部門的重視，并很快出臺(tái)了應(yīng)對措施。2013年5月初國家外匯管理局出臺(tái)的一系列規(guī)定（20號(hào)文），效果可以說是立竿見影：進(jìn)出口的同比增長率立即從4月份的15%左右下降到了5月份的幾乎零增長。政策之所以如此高效，就是因?yàn)樽プ×颂摷儋Q(mào)易活動(dòng)的要害。外管局相關(guān)政策包括以下主要內(nèi)容：

1.商業(yè)銀行必須嚴(yán)格遵守結(jié)售匯頭寸的額度限制。這就從總量上控制住了從事虛假貿(mào)易的投機(jī)商人能夠從商業(yè)銀行取得的杠桿。

2.對于那些近期突然出現(xiàn)外貿(mào)業(yè)務(wù)高速增長的公司，外管局會(huì)要求其提交具體的解釋。如果公司無法提供合理解釋，那么外管局就可以將企業(yè)登記從A類下降為B類。B類企業(yè)在以后將會(huì)接受更多的日常監(jiān)管和深入調(diào)查。很多從事虛假貿(mào)易的企業(yè)無法提供合理解釋或者提交相關(guān)憑證。

3.新訂立的轉(zhuǎn)口貿(mào)易合同，在進(jìn)口和出口環(huán)節(jié)必須使用同一計(jì)價(jià)貨幣。這就避免了通過虛假的轉(zhuǎn)口貿(mào)易來對人民幣升值進(jìn)行套利活動(dòng)。

[注釋]

①這是個(gè)簡化的例子，現(xiàn)實(shí)中的情況可能會(huì)復(fù)雜得多。例如供應(yīng)商A可能最初也要進(jìn)口一部分原材料，那么A將其生產(chǎn)的半成品賣給B的時(shí)候，應(yīng)該是可以享受出口退稅優(yōu)惠的，這個(gè)過程就是“深加工結(jié)轉(zhuǎn)”。此外，A的產(chǎn)品中可能一部分是出售給B用來進(jìn)一步加工成出口商品，另一部分可能出售給制造商C用來生產(chǎn)銷往國內(nèi)的產(chǎn)品。

②客觀來說，這樣的套利活動(dòng)并不能無限制地進(jìn)行下去，例如香港的銀行可能不會(huì)無限制地對信用證進(jìn)行貼現(xiàn)。

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[6]Hongman JIN.China’s Practice in Statistics of Goods for Processing.UN workshop presentation，2006.

篇9

關(guān)鍵詞：中美貿(mào)易；失衡；垂直；專業(yè)化；格蘭杰；因果關(guān)系

一、引言

上世紀(jì)80年代中期，美國首次宣布對華出現(xiàn)貿(mào)易逆差，但當(dāng)時(shí)的貿(mào)易逆差數(shù)額很小，僅為6百萬美元。其后，中美雙邊貿(mào)易中，美國逆差額以成倍的速度增長。根據(jù)美方統(tǒng)計(jì)，美國貿(mào)易逆差額在2002年突破1000億美元，2005年突破2000億美元，并在2012年初達(dá)到3000億美元。如此巨大規(guī)模的貿(mào)易差額使得中美貿(mào)易失衡一度成為國內(nèi)外學(xué)者們極為關(guān)注的焦點(diǎn)。美國因其常年貿(mào)易逆差，對中美貿(mào)易不平衡現(xiàn)象尤其敏感，頻頻對中國使用歧視性貿(mào)易政策，這不但未緩解貿(mào)易失衡，反而增加了雙邊貿(mào)易摩擦。甚至美國還將美國制造業(yè)失業(yè)率上升、經(jīng)濟(jì)增速放緩歸結(jié)為與中國的巨額貿(mào)易赤字。從貿(mào)易利得的角度來看，中美貿(mào)易增加了美國居民的福利，且中國貿(mào)易順差通過資本流動(dòng)的方式流回美國，促進(jìn)了美國金融及實(shí)體經(jīng)濟(jì)的繁榮，并使美國通脹率保持在了較低的水平。但作為美國貿(mào)易伙伴的中國卻要承受實(shí)行貿(mào)易保護(hù)主義、不公平競爭、壓低人民幣幣值、傾銷、補(bǔ)貼等輿論壓力。貿(mào)易是中國重要的經(jīng)濟(jì)支柱，中國與美國的優(yōu)勢互補(bǔ)也決定了未來中美的貿(mào)易及伴隨的摩擦?xí)掷m(xù)下去。鑒于此，正確理解和定位中美貿(mào)易關(guān)系對未來雙邊貿(mào)易的發(fā)展有重要意義。本選題正是在這樣的背景條件下確定的。

二、中美貿(mào)易失衡的現(xiàn)狀分析

1.中美貿(mào)易失衡的總體規(guī)模

根據(jù)中方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，中國自1993年由貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)向貿(mào)易順差，但據(jù)美方統(tǒng)計(jì)，美國在1985年就已出現(xiàn)貿(mào)易逆差，且貿(mào)易逆差額逐年擴(kuò)大。美方統(tǒng)計(jì)的中美貿(mào)易的進(jìn)出總額和差額顯示，美國貿(mào)易逆差額在2000年以前增長緩慢，但2000年之后，貿(mào)易逆差增長迅速。截至2008年，貿(mào)易赤字高達(dá)2680億美元。受到金融危機(jī)影響，2009年貿(mào)易赤字有所下降，但2010年后貿(mào)易逆差額又回到了較高的水平。2012年初創(chuàng)歷史新高，達(dá)到3000億美元。

2.中美貿(mào)易不平衡的行業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

根據(jù)聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，中國對美國出口的商品中，制成品的比重最大，超過94%，機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備和雜項(xiàng)制品又各占了約40%。技術(shù)和資本密集型產(chǎn)品的比重逐漸攀升，勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的比重略有下降，表明在跨國公司主導(dǎo)的全球產(chǎn)業(yè)鏈下，中國對美國的出口已從傳統(tǒng)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品轉(zhuǎn)型為資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品。電子設(shè)備、機(jī)械設(shè)備等中高技術(shù)產(chǎn)品的終端加工裝配環(huán)節(jié)可以在中國國內(nèi)進(jìn)行是中美貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出這種特點(diǎn)的主要原因。中國憑借自身優(yōu)勢，承接了大量加工、組裝生產(chǎn)環(huán)節(jié)，這也使中國進(jìn)口的零部件和半成品等中間產(chǎn)品的比重超過60%。加工貿(mào)易是中美垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要形式。外商直接投資于我國的加工貿(mào)易，從母國進(jìn)口中間品及原材料，并結(jié)合中國較低的勞動(dòng)成本優(yōu)勢進(jìn)行加工生產(chǎn)，最后將制成品出口到美國市場。常年的積累最終形成中美之間的巨額貿(mào)易順差。

因此，本文猜測中國從美國進(jìn)口增加是中國對美國出口增加的誘因，而各國家、地區(qū)發(fā)揮各自比較優(yōu)勢參與國際分工則是這種因果關(guān)系出現(xiàn)的根本原因。

三、中美貿(mào)易失衡的實(shí)證分析

1.指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)搜集

為了驗(yàn)證中國從美國進(jìn)口增加是中國對美國出口增加的原因這一猜想，我們對中美貿(mào)易的出口額及進(jìn)口額進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。由于中國和美國在貿(mào)易進(jìn)出口的統(tǒng)計(jì)方面存在很大差異，且美國一直宣稱自己是“受害國”，因此，為了使本文觀點(diǎn)更具說服力，我們選取美國統(tǒng)計(jì)的貿(mào)易進(jìn)出口額為樣本數(shù)據(jù)。此外，2005年人民幣匯率制度進(jìn)行了第二次改革，考慮到匯率在進(jìn)出口貿(mào)易中的重要作用，為了避免匯率變動(dòng)帶來的影響，在選取樣本時(shí)，本文將樣本跨度限制在2005年1月到2013年6月份，為不失大樣本性，采用月度數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)總共有102個(gè)。這不僅增加了參數(shù)估計(jì)的自由度，而且充分地反映出了美國對中國出口和美國從中國進(jìn)口變化的長期均衡關(guān)系。美國對中國的出口與從中國的進(jìn)口數(shù)據(jù)來自美國普查局網(wǎng)站的美中貨物貿(mào)易統(tǒng)計(jì)。我們用EX表示美國對中國的出口額，IM表示美國從中國的進(jìn)口額，EXSA表示經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的美國對中國的出口額，IMSA表示經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的美國從中國的進(jìn)口額，lnEXSA表示對季節(jié)調(diào)整后的美國對中國的出口額取對數(shù)，lnIMSA表示對季節(jié)調(diào)整后的美國從中國的進(jìn)口額取對數(shù)，DlnEXSA和DlnIMSA分別表示lnEXSA和lnIMSA的一階差分序列。

2.原始數(shù)據(jù)調(diào)整

我們首先做圖觀察了美國對中國出口和美國從中國進(jìn)口的月度貿(mào)易數(shù)據(jù)。從散點(diǎn)圖中我們明顯地看了兩者之間的季節(jié)變動(dòng)、長期趨勢和不規(guī)則因素的影響，這是多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)經(jīng)常出現(xiàn)的情況。這些因素的存在，會(huì)嚴(yán)重影響分析結(jié)果。因而，我們對進(jìn)口和出口數(shù)據(jù)進(jìn)行季度調(diào)整，然后分別取對數(shù)。本文利用Eview3.0的ratio to moving average-multiplicative 季節(jié)調(diào)整方法對兩序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并取對數(shù)后的時(shí)間序列圖顯示，調(diào)整后的時(shí)間序列消除了季節(jié)因素的影響，曲線不再呈現(xiàn)明顯的季節(jié)波動(dòng)。

3.單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析

我們采用ADF檢驗(yàn)方法，對各變量進(jìn)行檢驗(yàn)，從而判斷序列的單整階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，原序列是非平穩(wěn)序列，但一階差分后，兩個(gè)序列均顯示平穩(wěn)。

接下來，本文采用EG兩步法對這兩個(gè)時(shí)間序列做協(xié)整檢驗(yàn)，找出它們的長期穩(wěn)定關(guān)系。

第一步：利用OLS估計(jì)回歸模型。估計(jì)的回歸模型為：

LnIMSA=5.687+0.5212121LnEXSA

（28.00691） （35.02845）

R-squared=0.886927 D.W=0.795293 F=784.3870

第二步：我們對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，觀察殘差的檢驗(yàn)結(jié)果，我們看出殘差序列不存在單位根，即序列平穩(wěn)。據(jù)此我們認(rèn)為，美國對中國的出口和進(jìn)口間存在一種長期的均衡關(guān)系。

4.建立誤差修正模型

通過對變量作協(xié)整分析，本文得出變量間存在長期的均衡關(guān)系，但是我們無法得知這些變量偏離長期趨勢之后的調(diào)整速度。根據(jù)格蘭杰定理，存在協(xié)整關(guān)系的兩個(gè)序列{LnIMSA}和{LnEXSA}可以建立誤差修正模型。誤差修正模型可表示為：

DlnIMSA=C+1ECMt-1+0DlnEXSA+μi

其中，ECMt-1=lnIMSA-5.686933-0.5212121lnEXSA表示前一期偏離均衡狀態(tài)的程度。我們運(yùn)用最小二乘估計(jì)法對上述模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，得到的誤差修正模型為：

DlnIMSA=0.003706-0.277959ECMt-1+0.220245DlnEXSA

（0.760488） （3.347170） （2.600515）

R-squared=0.117538 D.W=2.367630 F=6.526444

DlnEXSA反映了短期波動(dòng)的影響，ECDMt-1的系數(shù)大小則反映了對偏離長期趨勢的調(diào)整力度。從模型可以看出，當(dāng)某種原因?qū)е旅绹鴮θA出口偏離長期趨勢而發(fā)生短期波動(dòng)時(shí)，偏離長期均衡的數(shù)量會(huì)在下一期得到27.8%的反向修正，最終使與回到長期均衡關(guān)系。正是這種內(nèi)在的調(diào)整發(fā)揮作用，才使得美國對華出口和從中國進(jìn)口保持長期的均衡關(guān)系。

5.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

lnEXSA與CnIMSA的長期均衡關(guān)系是否構(gòu)成能因果關(guān)系，我們還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文利用格蘭杰因果檢驗(yàn)對這兩個(gè)時(shí)間序列間的因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%顯著性水平上，當(dāng)滯后階數(shù)為1到8時(shí)，美國對中國的出口增長是美國從中國進(jìn)口增長的原因，并且這種因果關(guān)系是單向的。

四、結(jié)論與政策建議

通過本文的實(shí)證分析，我們得出如下結(jié)論：

第一：從協(xié)整檢驗(yàn)可以看出，美國對華出口與從中國進(jìn)口間存在長期的協(xié)整關(guān)系；從誤差修正模型可以看出，長期均衡趨勢偏離的收斂機(jī)制在發(fā)揮作用，當(dāng)美國對華出口偏離長期趨勢時(shí)，內(nèi)部調(diào)節(jié)機(jī)制會(huì)在下一期對偏離數(shù)量做反向修正，使美國對華出口重新回到長期趨勢線上；從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，美國對中國的貨物出口增長是美國從中國貨物進(jìn)口增長的原因，美國對華出口每增加1%，就會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口增加，出口引致進(jìn)口的效應(yīng)明顯。

第二：中美之間的這種關(guān)系可以部分反映出中美垂直專業(yè)化分工的特點(diǎn)，即美國向中國出口中間投入品，在中國加工組裝為最終產(chǎn)品后，再從中國進(jìn)口。根據(jù)美方官方統(tǒng)計(jì)，中間品、零部件產(chǎn)品占比較大是美國對華出口的主要特點(diǎn)。在全球垂直專業(yè)分工的背景下，外商利用中國的勞動(dòng)力和政策環(huán)境優(yōu)勢，在中國投資設(shè)廠。同時(shí)國內(nèi)還存在大量為美國企業(yè)開展代工業(yè)務(wù)的企業(yè)，這些企業(yè)從美國進(jìn)口所需要的關(guān)鍵零部件、原材料等投入品，在中國完成組裝加工后再出口到美國，這促使了中美貿(mào)易不平衡結(jié)構(gòu)的形成與規(guī)模的擴(kuò)大。因此，對于中美貿(mào)易失衡問題，美國不應(yīng)該片面指責(zé)中國幣值低估、傾銷、補(bǔ)貼等，而應(yīng)當(dāng)從全球大背景及自身方面入手，全面的分析其原因。（作者單位：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)）

參考文獻(xiàn)

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篇10

關(guān)鍵詞技術(shù)異質(zhì)性；中美貿(mào)易；隱含碳；MRIO模型；SDA 分解法

中圖分類號(hào)F062.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2013）12-0028-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2013.12.005

全球氣候變化與溫室氣體減排是當(dāng)前國際社會(huì)的熱點(diǎn)問題，碳排放責(zé)任的界定是其中的一個(gè)焦點(diǎn)問題。對于碳排放責(zé)任的界定，目前國際社會(huì)使用的是生產(chǎn)者負(fù)責(zé)制。其并未區(qū)分污染排放是用于本國消費(fèi)還是外國消費(fèi)，因此忽略了國際貿(mào)易的污染排放區(qū)位轉(zhuǎn)移效應(yīng)，容易導(dǎo)致“碳泄漏”，使全球的整體減排效果大打折扣。考慮到生產(chǎn)者負(fù)責(zé)制的局限性，學(xué)術(shù)界提出消費(fèi)者負(fù)責(zé)制。消費(fèi)者負(fù)責(zé)制指消費(fèi)方承擔(dān)生產(chǎn)能源、產(chǎn)品和服務(wù)過程中的碳排放負(fù)責(zé)。這一原則能夠較公平地分配發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的碳排放責(zé)任，并可以在一定程度上避免“碳泄漏”的發(fā)生[19]。

1文獻(xiàn)綜述

貿(mào)易隱含碳的測算對重新界定各國的碳排放責(zé)任提供了依據(jù)。Wyckoff等分析了6個(gè)OECD國家1984-1986年進(jìn)口商品的隱含碳排放[3]。Schaeffer等研究了巴西1970-1972年進(jìn)出口商品中的隱含碳排放。Jacobsen分別探討了丹麥制造業(yè)的貿(mào)易模式和能源消費(fèi)之間的關(guān)系[11]。Ahmad等使用投入產(chǎn)出與貿(mào)易模型研究了24個(gè)OECD國家貿(mào)易中的內(nèi)涵碳排放，該研究顯示，1995年24個(gè)OECD國家隱含碳排放的凈進(jìn)口量占到全體OECD國家國內(nèi)碳排放量的5%。Frank等采用各部門的碳排放系數(shù)，分析了日美雙邊貿(mào)易中產(chǎn)生隱含碳[5]。Chen對G7、金磚四國和世界其他地區(qū)由化石燃料造成的CO2排放量進(jìn)行了實(shí)證分析。

中美互為第二大貿(mào)易伙伴，中美貿(mào)易對兩國特別是中國的碳排放產(chǎn)生了重要的影響。Su對于中美貿(mào)易隱含碳進(jìn)行了測算，結(jié)果顯示，1997-2003年間，中國CO2排放總量的7%-14%是為滿足美國消費(fèi)而增加的，此外中美貿(mào)易使全球CO2排放增加72 000萬 t。Xu等采用投入產(chǎn)出分析法和調(diào)整的中美雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)對2002-2007年的中美貿(mào)易隱含能源和廢氣排放進(jìn)行了測算，研究結(jié)果表明，中國向美國出口隱含碳在400 Mt-800 Mt之間（約占中國當(dāng)年總排放的8%-12%）。尹顯萍和程茗的研究表明，2000-2008年中國對美國凈出口隱含碳高達(dá)1.42億噸-6.74億噸，中美貿(mào)易使中國本土的碳排放增加，而美國則避免了0.55億噸-2億噸的年碳排放量。Du等采用基于能值與美元比例值的投入產(chǎn)出分析估算中美貿(mào)易隱含碳，其SDA分解結(jié)果表明，從2002-2007年，出口規(guī)模變化是隱含碳排放增加的主導(dǎo)因素，CO2直接排放強(qiáng)度抑制了隱含碳的增加[12]。Xu等對2002-2008年的中國出口隱含碳進(jìn)行SDA分解，結(jié)果顯示碳排放強(qiáng)度促使中國出口隱含碳減少，產(chǎn)出結(jié)構(gòu)、出口結(jié)構(gòu)、出口規(guī)模效應(yīng)使中國進(jìn)口隱含碳增加。

在前人研究基礎(chǔ)上，本文應(yīng)用多區(qū)域投入產(chǎn)出（MRIO）模型，在考慮中美兩國技術(shù)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，分別使用中美兩國1995-2009年的非競爭型投入產(chǎn)出表對中美貿(mào)易隱含碳進(jìn)行了測算，并對中美貿(mào)易隱含碳的變化進(jìn)行因素分解。在中美貿(mào)易隱含碳的測算中，使用總產(chǎn)出消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，對中美兩國各年產(chǎn)值及進(jìn)出口貿(mào)易額時(shí)進(jìn)行了調(diào)整，以求讓測算結(jié)果更加準(zhǔn)確客觀。

2隱含碳測算方法及數(shù)據(jù)處理

2.1MRIO模型

投入產(chǎn)出法采用了價(jià)值型投入產(chǎn)出表中基本流量表的數(shù)據(jù)，該表中的基本變量表示如下：i（i=1，2，…，n）表示中間投入產(chǎn)品的部門序號(hào)，j（j=1，2，…，n）表示產(chǎn)出品的部門序號(hào)，qij表示生產(chǎn)j部門的產(chǎn)品所投入到i部門產(chǎn)品的價(jià)值量，EXi表示部門i產(chǎn)品的出口量，IMi表示部門i產(chǎn)品的進(jìn)口量，Xi表示部門i的總產(chǎn)出量。

根據(jù)投入產(chǎn)出法的基本原理，各部門產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中，除與其他產(chǎn)業(yè)有直接聯(lián)系產(chǎn)生的直接消耗外，還存在由中間投入品引起的間接消耗。以aij表示生產(chǎn)單位價(jià)值量的i類產(chǎn)品需直接消耗的j類產(chǎn)品的價(jià)值量，也即產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)。令A(yù)代表aij（i，j=1，2，…，n）的矩陣形式，即A=[aij]n×n其中，aij的計(jì)算公式為：aij=qij1Xi（i，j=1，2，…n）。一般情況下A代表的是總直接消耗系數(shù)矩陣，并未排除由進(jìn)口中間產(chǎn)品帶來的影響，這是很多同類研究所忽略的問題，會(huì)導(dǎo)致計(jì)算結(jié)果被高估，因而為得到更為精確地計(jì)算結(jié)果，需剔除進(jìn)口投入品的影響。本文直接采用World InputOutput Database中的剔除中間進(jìn)口的投入產(chǎn)出表，再根據(jù)上述計(jì)算方法計(jì)算得到的國內(nèi)的直接消耗系數(shù)矩陣AD。

因出口貿(mào)易中隱含的碳排放既包括直接排放，也包括間接排放。投入產(chǎn)出表的基本模型：中間投入+最終需求=總產(chǎn)出，即

AX+Y=X（1）

也可表示為

X=（I-A）-1Y（2）

其中最終需求Y可以表示為國內(nèi)需求YD和出口需求EX，綜合（1）、（2）有：

X=（I-AD）-1（YD+EX）（3）

由（3）式可以計(jì)算出滿足出口貿(mào)易的總產(chǎn)出。

根據(jù)MRIO模型有

EXCO2（y）=EFex?（I-ADex）-1EXy（4）

IMCO2（y）=EFim?（I-ADim）-1IMy（5）

EXCO2（y）表示在y年中國向美國出口隱含碳，EFex是由中國各部門CO2排放強(qiáng)度組成的對角陣，（I-ADex）-1是扣除中間進(jìn)口的中國里昂惕夫逆矩陣，EXy是由中國各部門在y年向美國的出口量組成的列向量。IMCO2（y）表示在y年中國從美國進(jìn)口隱含碳，EFim是由美國各部門CO2排放強(qiáng)度組成的對角陣，（I-ADim）-1是扣除中間進(jìn)口的美國里昂惕夫逆矩陣，IMy是由中國各部門在y年從美國的進(jìn)口量組成的列向量。

趙玉煥等：基于技術(shù)異質(zhì)性的中美貿(mào)易隱含碳問題研究中國人口?資源與環(huán)境2013年第12期2.2數(shù)據(jù)來源及處理

中美兩國的投入產(chǎn)出表來源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（world input output database），包括1995-2009年各年的包含35部門的投入產(chǎn)出表，為了使投入產(chǎn)出表中統(tǒng)計(jì)部門與進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)部門（37部門）的統(tǒng)一，本文將35部門歸并分類為29部門（見表1）。進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于OECD的2010版本雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（OECD STAN Bilateral Trade Database），其貿(mào)易值是以當(dāng)年價(jià)格衡量的。為了使貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，本文均以美國統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。由于投入產(chǎn)出表中35部門包含服務(wù)行業(yè)，而服務(wù)業(yè)貿(mào)易量統(tǒng)計(jì)尚未完全，在此將未能找到數(shù)據(jù)的部門貿(mào)易量記為0，最終有貿(mào)易數(shù)據(jù)額的部門共有15部門。為了剔除價(jià)格變動(dòng)的影響，將各年份分部門的進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)以1995年為基期通過總產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。1995-2009年各部門總產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)源自世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫中社會(huì)經(jīng)濟(jì)核算數(shù)據(jù)（SocioEconomic Accounts Tables）。

各部門各年的總產(chǎn)出值根據(jù)各年投入產(chǎn)出表提供的總產(chǎn)出數(shù)據(jù)所得，其數(shù)值是以當(dāng)年的價(jià)格指數(shù)衡量。各年分部門的CO2年排放總量來源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫中的環(huán)境核算數(shù)據(jù)（CO2 Emissions Tables）。各年各部門CO2排放總量除以當(dāng)年經(jīng)總產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)調(diào)整的各部門總產(chǎn)出值得到各年分部門的部門CO2排放強(qiáng)度。

2.3測算結(jié)果分析

2.3.1總量分析

根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)和上述計(jì)算方法，本文測算得到1995-2009年中美貿(mào)易隱含碳量以及中國向美國凈出口隱含碳量。從隱含碳總量來看，如表2所示，從1995到2009年，中國向美國出口隱含碳總量由165.95 Mt增長到51164Mt，增長了308.31%。中國向美國出口隱含碳總體呈現(xiàn)增長的趨勢，在中國加入世界貿(mào)易組織后增長更快（2001-2006年的隱含碳年平均增長率為22.62%），并在

2006年達(dá)到最大值，為712.23 Mt，占當(dāng)年中國CO2排放量的13.94%。從2007年開始，中國向美國出口隱含碳呈下降的趨勢。中國從美國進(jìn)口隱含碳從1995年的7.95 Mt增長到2009年的29.46 Mt，增長了370.36%。中國向

表21995-2009年中國對美國出口隱含碳、進(jìn)口

隱含碳及凈出口隱含碳（單位：Mt，%）

2.1817.20美國凈出口隱含碳由1995年的157.99 Mt增長到2009年的482.18 Mt，凈出口隱含碳數(shù)值逐年增加，在2006年達(dá)到最大值。另外，1995年中國向美國出口隱含碳是中國從美國進(jìn)口隱含碳的20.86倍，隨后有一個(gè)波動(dòng)的趨勢，在2005年達(dá)到了34.73倍，到2009年仍然高達(dá)17.37倍之多。

2.3.2部門分析