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

篇1

一、紡織服裝進出口貿(mào)易規(guī)模在整固

(一) 紡織服裝出口率先“回暖”

世界金融危機重創(chuàng)世界經(jīng)濟,2008年11月至2009年2月世界貿(mào)易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進出口貿(mào)易與世界大多數(shù)國家一樣嚴重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿(mào)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(jīng)濟復蘇做出了較大的貢獻。我們從分月統(tǒng)計中發(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(shù),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(mào)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(mào)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(xiàn)的。

(二)紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進”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),通過引進技術,我國紡織服裝工業(yè)的比較優(yōu)勢凸顯,并通過轉變對外貿(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1670.7億美元,占全國貨物出口貿(mào)易的13.9%;進口僅為168.2億美元,占全國貨物進口貿(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)易順差價值。我國紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進”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)為負值,表明該類商品為凈進口,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,具有較強的國際競爭力。經(jīng)過計算,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(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80、90年代世界產(chǎn)業(yè)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(fā)展加工貿(mào)易,我國紡織服裝出口貿(mào)易進入蓬勃發(fā)展、全面提速的時代。 1994年出口貿(mào)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(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、反補貼和技術壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會責任的困擾,成為貿(mào)易保護主義貿(mào)易的重災區(qū)。因此,我國紡織品服裝貿(mào)易亟待轉變貿(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:一是紡織服裝進出口一般貿(mào)易率的同比增長,進口10.34%、出口-5.83%、進出口貿(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(mào)易的比重分別是72%、24%、68%,分別比2008年提高了3%、4%和4%。這說明我國轉變貿(mào)易增長方式從擴大一般貿(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日財政部、國家發(fā)展改革委員會、商務部、海關總署、國家稅務總局等五部委聯(lián)合《關于調整部分商品出口退稅率和增補加工貿(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:一是我國2009年加工貿(mào)易的紡織服裝進出口、出口、進口的較之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)易應對金融危機調整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿(mào)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(mào)易的力度在加大。三是來料加工和進料加工同屬加工貿(mào)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(yè)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(mào)易方式是有序的。

三、紡織服裝出口的產(chǎn)品結構在優(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(chǎn)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(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偏低

我國紡織服裝出口不僅要率先恢復貿(mào)易增長,還要努力實現(xiàn)由數(shù)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(xiàn)量減價升態(tài)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(chǎn)大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價格雖然出現(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%,而相應的進口分別同比增長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12國。在2009年紡織服裝貿(mào)易統(tǒng)計中發(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12國則下降了11.2%。

篇2

［關鍵詞］反補貼;貿(mào)易限制效應;貿(mào)易轉移效應;實證分析

［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(jīng)濟學博士生，研究方向：國際貿(mào)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(mào)易救濟措施。長期以來，反傾銷作為一種貿(mào)易保護手段，得到了世貿(mào)組織的認可，成為維護“公平貿(mào)易”的最主要武器，是各國使用頻率最高的貿(mào)易救濟措施。但自從1995年WTO《補貼與反補貼措施協(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(mào)易保護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(shù)量變化。WTO成立之后，反補貼案件數(shù)有所下降。但自1996開始，反補貼案件數(shù)逐年上升，并于1999年到達頂峰，高達41起。其后反補貼案件數(shù)呈波動下降的趨勢。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(chǎn)生什么樣的貿(mào)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(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(mào)易效應問題較少受到關注。從現(xiàn)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(mào)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(mào)易的重要手段之一。國內研究方面，目前只有少數(shù)學者對反補貼的經(jīng)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(jīng)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(mào)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(shù)據(jù)為例，得出結論：對發(fā)展中國家征收反傾銷稅的申訴國不存在貿(mào)易轉移效應，但存在貿(mào)易限制效應。Prusa(1999)利用美國1980—1994年對外反補貼數(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，導致進口額下降30%～50%。與此同時，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(shù)據(jù)，考察了歐美對華反傾銷的貿(mào)易破壞效應、貿(mào)易轉移效應的存在和大小。

總體上看，由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺乏，國內外對于反補貼貿(mào)易效應的實證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統(tǒng)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(shù)據(jù)基礎。與此同時，關于反傾銷的經(jīng)驗研究在計量方法上有了很大發(fā)展，這為反補貼貿(mào)易效應的實證研究提供了一定的技術支持。本文將根據(jù)1993—2007年立案的反補貼案件數(shù)據(jù)，對反補貼貿(mào)易效應進行實證研究。

三、實證模型與數(shù)據(jù)說明

為了衡量反補貼的貿(mào)易效應，本文結合反補貼案件和6位HS編碼產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)，構建了一個包含時間序列和截面的面板數(shù)據(jù)集，以考察1993—2007年立案的反補貼的貿(mào)易效應。首先通過考察反補貼對被訴國進口貿(mào)易額的影響，來判斷反補貼立案是否會產(chǎn)生貿(mào)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(chǎn)生貿(mào)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(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)易的滯后值是會影響到當前的貿(mào)易。t規(guī)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(jù)經(jīng)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(mào)易限制效應；反補貼會導致涉案產(chǎn)品的進口從被訴國轉移到非被訴國，即存在貿(mào)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(shù)，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預期符號為負數(shù)，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(shù)估計的非一致性，進而基于估計結果所產(chǎn)生的經(jīng)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(tài)面板模型可以表示為：

孫銘:反補貼措施的貿(mào)易效應——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)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(chǎn)生的估計和檢驗具有一致性和穩(wěn)健性，進而基于估計和檢驗結論所產(chǎn)生的經(jīng)濟學意義將有力地揭示反補貼的貿(mào)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(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理出來的，包括11個進行反補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，委內瑞拉，哥斯達黎加和秘魯)，涉及共40個國家和地區(qū)，累計188起案件。每個案件的數(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)從別國進口涉案產(chǎn)品(6位HS編碼的細分產(chǎn)品)的數(shù)據(jù)。對于包含一個以上產(chǎn)品編碼的案件，本文將所有產(chǎn)品編碼下的進口額數(shù)據(jù)匯總，以得到每個案件的進口額數(shù)據(jù)。

四、實證結果及分析

(一)反補貼的貿(mào)易限制效應

用GMM估計法對動態(tài)面板模型進行估計的結果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數(shù)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(shù)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(chǎn)品的進口減少，具有一定的貿(mào)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(mào)易限制效應和貿(mào)易轉移效應

貿(mào)易限制效應貿(mào)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(shù)937樣本數(shù)937J統(tǒng)計量50.2660J統(tǒng)計量37.5852注：各變量回歸系數(shù)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(mào)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(mào)易轉移效應，但是，貿(mào)易額的相對值(即申訴國從被訴國對某產(chǎn)品的進口占其從世界對該產(chǎn)品總進口的比重)比絕對值更能揭示貿(mào)易轉移效應。本文在研究反補貼的貿(mào)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(chǎn)品的進口占其從世界對該產(chǎn)品總進口的比重來確定反補貼的貿(mào)易轉移效應?？蓸嫿愃频哪Ｐ停?/p>

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)品的進口額占從世界對該產(chǎn)品進口額的比重。同樣的，運用GMM方法估計出的反補貼貿(mào)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(shù)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(mào)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(mào)易限制和貿(mào)易轉移效應。

上述結論也引發(fā)了相關思考。第一，隨著中國在世界經(jīng)濟和貿(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，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(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(mào)易限制效應。第二，要關注反補貼的貿(mào)易轉移效應，該效應將有可能削弱我國進口競爭性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如何在不違反WTO規(guī)則的前提下，適度保護我國進口競爭性產(chǎn)業(yè)，捍衛(wèi)本國利益，將是今后研究的主題。第三，反補貼措施的貿(mào)易效應，還可以分行業(yè)或引入稅率等變量進行衡量做進一步研究。

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篇3

近年來，中國對外貿(mào)易順差的不斷擴大給中國帶來了政治上和經(jīng)濟上的諸多問題，也引起了國內外學者的廣泛關注。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)絡中扮演著加工裝配地的角色，有大量的進口中間品經(jīng)過加工組裝后出口到海外，導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)展中國家實現(xiàn)工業(yè)化與產(chǎn)業(yè)結構升級的新途徑。崔瑋（2009）根據(jù)聯(lián)合國BEC行業(yè)分類標準對中國中間品的進口規(guī)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(chǎn)品內分工中。Sven.W.Arndt(2007)強調，現(xiàn)在，越來越多的產(chǎn)品在多個國家生產(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(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口規(guī)模并運用面板數(shù)據(jù)分析其對中國制造品出口的影響。

二、中國的中間品進口規(guī)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(guī)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(chǎn)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(guī)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(shù)據(jù)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(shù)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(shù)據(jù)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(guī)模，足以說明，中國已經(jīng)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(qū)。

圖1中國各類中間品進口占世界中間品總進口的比重

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(yōu)勢，進口顯性比較優(yōu)勢（RCA）指數(shù)則可以給出有力的證明。進口RCA指數(shù)是出口RCA指數(shù)的一種變形，當RCA指數(shù)用中間品的進口數(shù)據(jù)來進行計算，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)進口RCA指數(shù)的公式，可以計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)的進口RCA指數(shù)。

圖22009年中國13類制造行業(yè)的進口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(shù)據(jù)處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件、87類——專業(yè)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(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相對應的，這些行業(yè)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(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，這些都會對中國的制造品出口產(chǎn)生直接的影響，從而導致中國的對外貿(mào)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(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)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(shù)值，相關指標的定義和數(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，中國的中間品進口額和進口RCA指數(shù)均可以用來衡量中國中間品的進口規(guī)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(shù)據(jù)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(wěn)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(mào)易伙伴國的經(jīng)濟發(fā)展密切相關，因此在該模型中加入了中國主要貿(mào)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(qū)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(shù)數(shù)據(jù)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(shù)值一階差分后的指標，其他指標類似。經(jīng)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(shù)值為t值。

對比兩個模型的實證結果可以看到，各變量系數(shù)相對穩(wěn)定且差異不大，說明模型結構較為穩(wěn)定。中間品進口對中國制造品出口的影響反映在PC和RCA的系數(shù)上，結果表明中間品進口以及進口RCA指數(shù)對中國制造品出口存在顯著的正的影響，也就是中間品進口的增加和進口RCA指數(shù)上升都將顯著的促進中國制造品出口的增加。中間品進口增加1%，中國制造品出口將增加0.35%，而進口RCA指數(shù)上升1%，中國制造品出口將增加0.11%。這一結果足以證明，中國在國際生產(chǎn)網(wǎng)絡中所扮演的加工裝配地的角色導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1%,都會帶來中國制造品出口大于1%的變動，說明外需是中國出口的重要影響因素。人民幣實際有效匯率對中國制造品的出口存在顯著的負的影響，即人民幣的升值會導致中國制造品出口的下降，結果符合預期。

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)計數(shù)據(jù)。主要發(fā)現(xiàn)和結論如下:

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)計差異在不斷擴大,但差異率(統(tǒng)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(mào)易規(guī)模擴大的影響,雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計差異實際上在逐步縮減。

二、雙邊貿(mào)易統(tǒng)計的最大差異來自東向貿(mào)易,約占整體統(tǒng)計差異的80%～90%。近年來,東向統(tǒng)計差異隨雙邊貿(mào)易規(guī)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(tǒng)計差異從480億美元擴至843億美元,西向統(tǒng)計差異從61億美元減至40億美元。由于東向統(tǒng)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(tǒng)計差異的原因,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)計上的地域概念差異、記錄時間差異、出口統(tǒng)計中是否包含“再出口”數(shù)據(jù)。但這些差異對雙邊統(tǒng)計差異的凈影響不大。為深入研究雙邊統(tǒng)計差異問題,工作小組分別對東向貿(mào)易中的間接貿(mào)易和直接貿(mào)易進行了研究。

──東向間接貿(mào)易是指從中國起運的貨物,在中轉國(地區(qū))進行商業(yè)交易后再轉運至美國。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)計差異仍然高達東向整體統(tǒng)計差異的52%。盡管中美貿(mào)易統(tǒng)計均遵循聯(lián)合國的伙伴國屬地原則,但由于進口按原產(chǎn)地統(tǒng)計、出口按可知目的地統(tǒng)計,雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計難免會產(chǎn)生差異。主要包括兩種情形:當貨物經(jīng)第三方轉口時被深加工、再包裝或轉賣加價而產(chǎn)生增加值;或者中國企業(yè)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(chǎn)地規(guī)則記作自中國的進口。大部分間接貿(mào)易主要經(jīng)由香港轉口,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)模及其導致的統(tǒng)計差異在持續(xù)增長。

經(jīng)測算,在東向間接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,由以上原因導致的統(tǒng)計差異分別為289億美元、327億美元和441億美元。

──東向直接貿(mào)易是指從中國起運的貨物,未經(jīng)停其他國家(地區(qū))進行商業(yè)交易而直接出口至美國。2006年,直接貿(mào)易統(tǒng)計差異約占東向整體統(tǒng)計差異的48%。研究發(fā)現(xiàn):雙方報關價格不同是導致東向直接貿(mào)易統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)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(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。較高的美國進口報價體現(xiàn)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(jīng)測算,在東向直接貿(mào)易中,2000年、2004年及2006年,因報價不同導致的統(tǒng)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(tǒng)計差異的原因進行識別,并量化估算了其對整體統(tǒng)計差異的影響。對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行估算調整后,研究年度內的雙邊統(tǒng)計差異顯著縮小:2000年,兩國官方公布的東向統(tǒng)計差異為480億美元,對能夠解釋的差異進行調整后,統(tǒng)計差異縮減為75億美元;2004年和2006年,統(tǒng)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(tǒng)計差異在美國自華進口額中的比率)均在8%～12%區(qū)間。

四、鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計差異占整體統(tǒng)計差異的比重較小,小組未對西向貿(mào)易數(shù)據(jù)進行直接貿(mào)易和間接貿(mào)易的區(qū)分處理,僅對概念性和方法論導致的統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)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(mào)聯(lián)委會曾設立統(tǒng)計小組,對雙邊貨物貿(mào)易統(tǒng)計差異問題進行核對研究,以解釋和量化兩國官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)之間存在的差異。該項研究的初衷,源于兩國公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(mào)易顯著增長,貿(mào)易統(tǒng)計差異也隨之擴大。據(jù)中方統(tǒng)計,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,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)委會上,雙方商定再次成立貿(mào)易統(tǒng)計工作小組,作為聯(lián)委會下一個合作磋商機制,對貿(mào)易統(tǒng)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(mào)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(shù)據(jù)產(chǎn)生統(tǒng)計差異的原因,促進數(shù)據(jù)使用者對雙邊貿(mào)易統(tǒng)計差異成因形成共識。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是識別并量化雙邊統(tǒng)計差異的主要成因。數(shù)據(jù)核對工作中所進行的調整,既不意味著任何一方的貿(mào)易統(tǒng)計制度有誤,也不表示要對任何一方公布的官方數(shù)據(jù)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(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù),具體包括:商品協(xié)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(lián)合國貨物貿(mào)易統(tǒng)計制度,但并不意味著相互的進口和出口數(shù)據(jù)能夠吻合,計價方式、伙伴國屬性等因素均會導致雙邊統(tǒng)計差異。比如:國際運費和保險費計入中國的進口統(tǒng)計,但不計入美國的出口統(tǒng)計。

轉口貿(mào)易,特別是途徑香港的轉運,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)地作為進口統(tǒng)計依據(jù),把出口所知目的地作為出口統(tǒng)計依據(jù)。在中美之間途經(jīng)香港的貿(mào)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(jù)原產(chǎn)地規(guī)則進行統(tǒng)計,這時統(tǒng)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(tǒng)計差異依然存在。與西向貿(mào)易相比,東向貿(mào)易的統(tǒng)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(mào)易分為兩部分以研究相關統(tǒng)計差異:(1)直接貿(mào)易,是指從中國起運的貨物,未經(jīng)停其他國家(地區(qū))進行商業(yè)交易而直接出口至美國;(2)間接貿(mào)易,是指從中國起運的貨物,在中轉國(地區(qū))進行商業(yè)交易后再轉運至美國。詳見下文。

二、東向貿(mào)易

中美官方貿(mào)易統(tǒng)計的最大差異來自東向貿(mào)易。研究年度內,中國出口數(shù)據(jù)與美國進口數(shù)據(jù)間的差額在持續(xù)擴大,但差異率(雙方統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)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(tǒng)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(tǒng)計差異可能在縮減,但由于雙邊貿(mào)易量的增長,2006年843億美元的統(tǒng)計差異仍較往年高出許多。

(一)統(tǒng)計方法及概念定義性差異(已知及可量化部分)

1.統(tǒng)計轄區(qū)差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關關境區(qū)域,中國將其視為單獨行政區(qū)域。因此,中國在出口統(tǒng)計中將其單獨列出,未包含在與美國的貿(mào)易統(tǒng)計之中。根據(jù)美方統(tǒng)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(tǒng)計造成的差異,往往由長途海運造成。以美國進口統(tǒng)計中的出口和進口日期為依據(jù),工作小組測算:2000年、2004年和2006年,運輸時滯導致的統(tǒng)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(tǒng)計中包括非原產(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)計為自原產(chǎn)地而非中國的進口。據(jù)中方統(tǒng)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(mào)易中還存在其他可能的統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)計差異的可能性。

(二)直接貿(mào)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(mào)易顯著增長。據(jù)中方統(tǒng)計,研究年度內,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(tǒng)計差異由直接貿(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,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(yè)從境外(也包括美國)進口原輔材料、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賣給美國買家。因此,中國加工企業(yè)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(jīng)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(mào)易統(tǒng)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(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(mào)易統(tǒng)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(mào)易商品的交易中,直接貿(mào)易的運輸有可能通過中間商來安排并進行。

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)中間商轉賣造成的統(tǒng)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(mào)易差異

從中國出口的貨物,可直接運抵美國,亦可經(jīng)中間國(地區(qū))進行商業(yè)交易后轉運至美國。盡管中美兩國均遵循聯(lián)合國的伙伴國屬地原則,轉口貿(mào)易還是導致了統(tǒng)計差異,并成為雙邊貿(mào)易統(tǒng)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(jīng)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(tǒng)計大于中國的出口統(tǒng)計。

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

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

如前所述,中國商品在經(jīng)香港轉口到美國時,除非商品性質在香港發(fā)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(jīng)測算(具體方法見附錄4),2000年、2004年和2006年,經(jīng)香港轉口導致的統(tǒng)計差異分別為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(jīng)其他國家(地區(qū))轉口過程中產(chǎn)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(tǒng)計,經(jīng)香港以外地區(qū)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(tǒng)計,以上相應年份,經(jīng)香港以外地區(qū)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(jù)此測算,經(jīng)其他地區(qū)轉口導致的統(tǒng)計差異大致為50億美元、126億美元和223億美元。

(四)東向貿(mào)易統(tǒng)計差異調整結果

綜合以上研究結果,工作小組將雙邊東向貿(mào)易統(tǒng)計差異調整如下(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,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(tǒng)計方法及概念定義性差異(已知和可量化部分)

1.統(tǒng)計轄區(qū)差異

美國將波多黎各和美屬維爾京群島視為美國海關關境區(qū)域,中國將其視為單獨行政區(qū)域,調整時應從美國出口額中剔除。研究年度內的3年數(shù)值都很小。據(jù)美方統(tǒng)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(tǒng)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(tǒng)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(chǎn)生的統(tǒng)計差異,工作小組對中國進口數(shù)據(jù)進行了調整。

鑒于美國、中國的西向貿(mào)易統(tǒng)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(mào)易進口統(tǒng)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(mào)易的運輸費用。該比值比較穩(wěn)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(chǎn)生的統(tǒng)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(tǒng)計中包含非原產(chǎn)于美國、但經(jīng)美國再出口到中國的貨物;中國的進口統(tǒng)計將其記作自原產(chǎn)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(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)計在其進口項下,因此應將修理費用從美國出口數(shù)據(jù)中剔除。

據(jù)美方統(tǒng)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(mào)易統(tǒng)計差異占整體統(tǒng)計差異的比重較小,且缺乏運輸時滯以及區(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整。然而,這并不排除其造成西向貿(mào)易統(tǒng)計差異的可能性。

(二)西向貿(mào)易統(tǒng)計差異調整結果

西向貿(mào)易研究結果只解釋了西向統(tǒng)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(shù)據(jù)中的“再出口”調整幾乎與中國進口數(shù)據(jù)中的“航運費”調整相抵消。另外,由于西向統(tǒng)計差異相對較小且逐漸下降,加之量化調整所需數(shù)據(jù)難以獲取,一些概念和定義性差異以及轉口貿(mào)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(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)及相關信息的比對研究,工作小組找到了雙邊貿(mào)易統(tǒng)計差異的主要特征及其成因,并盡可能對可量化的統(tǒng)計差異進行了調整。有關結論如下:

(一)雖然中美貿(mào)易規(guī)模在逐年擴大,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)計差異實際上在逐步縮減。

(二)中美貿(mào)易統(tǒng)計的最大差異來自東向貿(mào)易。研究年度內,東向統(tǒng)計差異約占整體統(tǒng)計差異的80%～90%。也就是說,美方統(tǒng)計的自華進口額遠大于中方統(tǒng)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(mào)易規(guī)模的不斷擴大,東向貿(mào)易統(tǒng)計差異亦不斷增多。因此,工作小組重點對東向貿(mào)易統(tǒng)計差異進行了核對研究。

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

1.東向直接貿(mào)易(從中國起運的貨物,未在其他國家或地區(qū)進行商業(yè)交易而直接運抵美國)導致的統(tǒng)計差異占東向整體統(tǒng)計差異的近一半。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,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(mào)易比重的不斷增大,其導致的統(tǒng)計差異也隨之增多。

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

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

(四)鑒于西向貿(mào)易統(tǒng)計差異占整體統(tǒng)計差異的比重較小,而且缺乏轉口運輸及運輸時滯等數(shù)據(jù),工作小組僅從統(tǒng)計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(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(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,但仍會產(chǎn)生統(tǒng)計差異。由于美國按原產(chǎn)地(中國)統(tǒng)計進口,中國按最終目的國(比如加拿大或墨西哥)統(tǒng)計出口,因此美國的進口數(shù)字可能高于中國的出口數(shù)字。

美國不統(tǒng)計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行估算調整。

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)計的進口價值可能會高于中國統(tǒng)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(tǒng)計,但被計入了美方進口統(tǒng)計。這是導致中美貿(mào)易統(tǒng)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(jīng)價格調整后的中國出口值之間的比率。計算直接貿(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(mào)易商品出口單價×美國進口數(shù)量

加工貿(mào)易出口調整值=出口調整值×加工貿(mào)易比重

增值率=∑加工貿(mào)易出口調整值/∑美國進口值

=(這些商品單價×商品數(shù)量)之和/美國進口值

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

增加值=(增值率-1)×貨物進口值

以上增值率的計算依據(jù)及數(shù)據(jù)來源,主要包括:

(1)使用中方統(tǒng)計的對美直接貿(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),以及對應的美方統(tǒng)計的6位碼進口數(shù)據(jù)。由于美國統(tǒng)計中不能區(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的美國進口統(tǒng)計中的加工貿(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(jīng)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(chǎn)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(tǒng)計,但被計入了美國的進口統(tǒng)計。這是導致中美貿(mào)易統(tǒng)計差異的一個重要因素。

此處所指的轉口增值率,是指“經(jīng)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(jù)計算得出的轉口增值率,可按如下公式計算經(jīng)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(jù)及數(shù)據(jù)來源,主要包括:(1)使用香港統(tǒng)計的商品進口及轉口數(shù)據(jù);(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(wǎng)站)

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篇5

論文關鍵詞：反傾銷，寒蟬效應，貿(mào)易自由化，GMM檢驗，動態(tài)面板數(shù)據(jù)

一、引言

反傾銷是世界貿(mào)易組織所認可的用于維護國際經(jīng)濟秩序、保護本國產(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)濟發(fā)展更加國際化和全球化。但中國也在逐步降低關稅并逐步取消非關稅措施，使中國國內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戰(zhàn)略進軍中國市場，使中國面臨著遭受傾銷損害的嚴重局面。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)展中國家運用反傾銷措施來保護本國產(chǎn)業(yè)的重要使用者。截至2010年10月1日，中國發(fā)起的反傾銷調查共涉及26個國家和地區(qū)，主要集中在韓國、日本、美國、臺灣、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、征稅結案率高和反傾銷終裁稅率較低等特點。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查案件占11件，因被調查產(chǎn)品未對國內產(chǎn)業(yè)造成實質損害而終止調查的案件占22件，而做出肯定性終裁案件的高達139件，占全部已仲裁案件的80.8%。無論是反傾銷立案、臨時措施與出口國達成的價格承諾協(xié)議，還是最終實施5年甚至更長期的反傾銷稅，在消除進口對國內產(chǎn)業(yè)造成損害的同時，也會因反傾銷稅措施的實施對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生錯綜復雜的影響。本文主要通過建立寒蟬效應模型來分析中國反傾銷的貿(mào)易效應，評價中國實施反傾銷措施和貿(mào)易自由化對中國進口貿(mào)易的影響。

二、文獻綜述

(一)國外相關研究文獻

可能是受限于資料的獲取和研究者的立場，關于反傾銷貿(mào)易效應的實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“非關稅效應”，即調查效應、中止效應和撤訴效應，并使用較為復雜的計量模型分析美國1980-1985年采取反傾銷措施和進行反傾銷調查對進口和國內生產(chǎn)造成的影響，結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”。同時發(fā)現(xiàn)企業(yè)反傾銷申訴的目的是追求反傾銷調查效應和貿(mào)易破壞效應。

Prusa(1996)根據(jù)1978-1993年間109個被否決的反傾銷案和126個終裁征稅案的相關數(shù)據(jù)(海關協(xié)調編碼制下的5位稅則號數(shù)據(jù))，就反傾銷對被訴國、非被訴國以及涉案產(chǎn)品進口貿(mào)易的影響使用最小二乘法進行了面板數(shù)據(jù)回歸分析，結果證明了反傾銷的調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面影響，當反傾銷稅較高時負面影響更顯著。同時也證實了“貿(mào)易轉移效應”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)易轉移效應依然存在。Brenton(2001)以Prusa(1996)的方法為基礎畢業(yè)論文題目，對1989-1994年間歐盟涉及到98個反傾銷案和47種產(chǎn)品進行分析，以立案當年為基期，立案前兩年、立案后4年共七年的時間跨度內區(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)易轉移效應的存在。

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、終裁三個時間點前后6個不同階段涉案產(chǎn)品進口量的變化情況。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果的貿(mào)易破壞效應進行了比較分析。結果表明，對絕大多數(shù)產(chǎn)品而言，不論終裁的結果如何，反傾銷調查也往往會使涉案產(chǎn)品的進口量減少，即存在所謂的“調查效應”。

Konings andVandenbussche(2005)利用涉及1992-2000年歐盟大約4000個涉案產(chǎn)品的進口橫截面數(shù)據(jù)，對比了反傾銷調查實施前后國內產(chǎn)品價格上漲的情況，證明了反傾銷保護措施的價格效應存在的條件——即只有在貿(mào)易轉移效應特別大的情況下，才可以抑制價格的上漲。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)實證分析了反傾銷措施對于國內進口競爭性企業(yè)的生產(chǎn)力的影響。實證結果表明，企業(yè)生產(chǎn)力在反傾銷保護時期會適度地提高，但低于那些未受反傾銷影響的案件。同時，國內落后的企業(yè)在反傾銷保護期間生產(chǎn)力水平得到提高，尖端企業(yè)的生產(chǎn)力會遭受損失。

Khatibi(2009)根據(jù)1997-2002年歐盟立案的194個反傾銷案的相關數(shù)據(jù)，每個案例分析了立案前一年、立案當年、立案后調查期間(平均12個月)和實施措施期間，共達8年的反傾銷長期效應。結果表明反傾銷措施會帶來貿(mào)易轉移效應，并顯著存在于歐盟內部成員國之間。進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口明顯地減少(貿(mào)易破壞效應)，且貿(mào)易轉移效應亦不存在。

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)通過建立固定效應模型和GMM模型，定量分析了1996-2001年142個出口國和112個進口國的熱卷鋼反傾銷措施的貿(mào)易效應。發(fā)現(xiàn)反傾銷措施對被訴國的貿(mào)易破壞效應顯著存在，但是對非被訴國的貿(mào)易轉移效應并不顯著。

Feinberg andOlson (2005)首次實證分析了關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稅減讓承諾與1996-2003年間24個國家反傾銷申訴增加之間的關系，實證結果表明發(fā)展中國家增加的反傾銷措施與關稅減讓有關，而傳統(tǒng)使用反傾銷的國家隨著貿(mào)易自由化的進程反而減少了反傾銷的使用。

Moore andZanardi(2008)分析了29個發(fā)展中國家和7個發(fā)達國家1991-2002年間貿(mào)易自由化(減少關稅)與使用反傾銷措施之間的關系，結論表明對于發(fā)展中國家反傾銷措施的重要使用者，削減關稅將導致反傾銷措施的使用機會增多。如果關稅標準差下降一個單位，會導致這些國家反傾銷申訴的概率增加32%，但該結論不適用于其他發(fā)展中國家和發(fā)達國家。

Bown andTovar(2009)對印度反傾銷與貿(mào)易自由化關系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)印度關稅每增加一個標準差(貿(mào)易自由化的衡量標準)會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個出口國和58個進口國貿(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)采用反傾銷法的時間、每年度反傾銷立案的數(shù)量和措施強度將這些國家劃分為傳統(tǒng)強硬型使用者、傳統(tǒng)微弱型使用者、新興強硬型使用者和新興微弱型使用者四類。通過實證分析該四類反傾銷措施使用者對進口貿(mào)易破壞效應的影響，表明全球范圍內反傾銷措施的迅速擴散具有“寒蟬效應”，由此所帶來的貿(mào)易流量的減少是不可忽略的，反傾銷措施的實施每年大約減少7.8%的進口貿(mào)易量，很大程度上抵消了貿(mào)易自由化的作用。

(二)國內相關研究文獻

中國學者研究大部分集中于中國對外反傾銷所帶來的貿(mào)易轉移效應、貿(mào)易限制效應和貿(mào)易救濟效果等方面，至今尚未有學者關注反傾銷措施與貿(mào)易自由化對于進口貿(mào)易的影響。鮑曉華(2007)以Prusa(1996)的方法為基礎，利用1997 —2004 年中國反傾銷案例8位數(shù)稅則號的涉案產(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，在此基礎上提出了反傾銷救濟效果的證據(jù)。檢驗結果表明，中國反傾銷措施對被訴國的進口有明顯的“貿(mào)易破壞效應”。

還有學者發(fā)現(xiàn)，中國對外反傾銷存在貿(mào)易轉移效應，即當一個進口方實施反傾銷措施后，被訴國的出口會減少，但從其他非被訴國的進口增加，最終導致在實施反傾銷措施的同時，進口方對該商品的進口并未減少，只是改變了進口方向。沈瑤、王繼柯(2004)通過分析了中國丙烯酸酯兩次立案進口量和價格的變化，發(fā)現(xiàn)針對部分出口國的反傾銷措施會導致進口從被訴國轉向非被訴國，在一定程度上會削弱反傾銷措施對本國進口競爭產(chǎn)業(yè)的保護作用。

馮宗憲、向洪金(2010)在Krupp and Pollard(1996)模型的基礎上畢業(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、貿(mào)易轉向效應和貿(mào)易偏轉效應的存在性。結果表明，對華反傾銷措施不僅導致了申訴國從中國的涉案產(chǎn)品進口量減少和進口于韓國、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)易效應實證模型與結果分析

（一）模型的構建

Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年121個出口國和58個進口國貿(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上引入反傾銷的相應變量。研究結果表明反傾銷法具有貿(mào)易破壞效應，全球范圍內反傾銷措施的迅速擴散具有“寒蟬效應”，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)的寒蟬效應模型，定量分析中國對外反傾銷的貿(mào)易效應。為了準確考察反傾銷措施對中國從被訴國的進口貿(mào)易額的影響，將傳統(tǒng)的標準時間序列模型或靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型擴展為動態(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）

關于解釋變量的含義、對因變量的理論預測影響(預期符號)及說明見表1。需要特別注意一下三點：1、反傾銷立案數(shù)量和反傾銷實施措施數(shù)量，用和表示，由于在某些年份中國對歐盟、臺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間（一般為12個月至18個月），直接以當年反傾銷措施數(shù)作為解釋變量。2、固定效應和一階差分GMM檢驗中，距離會導致多重共線性問題，本文不再考慮該變量。3、匯率，以往研究發(fā)現(xiàn)名義匯率的變動和實際匯率的變動高度相關，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險。另外由于國際貿(mào)易的簽約和實際交貨并不是同時進行，匯率波動的風險不會立即影響到當年的進出口，我們假設期間的時滯為1年，用來表示。

表1 解釋變量的含義、預期符號和理論說明

解釋

變量

含義

預期

符號

理論解釋

滯后一期的進口額(美元)

+

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

中國的名義國內生產(chǎn)總值(億美元)

+

代表中國（進口方）的經(jīng)濟規(guī)模和進口需求能力，國內生產(chǎn)總值越高的國家，貿(mào)易流量也越大

被訴國或地區(qū)的名義國內生產(chǎn)總值(億美元)

+

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

中國的人口數(shù)(百萬人)

/

中國（進口方）人口越多，對進口貿(mào)易需求越大；另一方面，人口的增加，使得國內分工深化，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)傾銷立案調查的數(shù)量，由于調查效應的存在，將減少貿(mào)易量

肯定性終裁或簽訂價格承諾協(xié)議的反傾銷措施數(shù)量

-

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

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

+

反映中國（進口國）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，進口國經(jīng)濟對貿(mào)易的依賴程度越高，其進口貿(mào)易水平也越高)

虛擬變量，當雙方均屬于WTO成員時，取值為1，否則取值為0

+

當進出口雙方屬于同一貿(mào)易集團時，由于貿(mào)易優(yōu)惠政策的存在，雙邊貿(mào)易量將上升

以100單位的人民幣為標準，表示其他國家或地區(qū)的貨幣

篇6

【關鍵詞】匯率；匯率波動；進出口貿(mào)易；綜述

一、人民幣匯率及其波動對我國整體進出口貿(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對我國進出口貿(mào)易影響

盧向前，戴國強（2005）選取1994-2003年月度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣實際匯率波動與我國進出口的長期關系，結果表明人民幣實際匯率波動對進出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應。曹陽，李劍武（2006）選取1980-2004年數(shù)據(jù)，使用AR-GARCH模型測度匯率波動性，采用E-G兩步法研究人民幣實際有效匯率波動與我國進出口貿(mào)易的影響，認為匯率波動的增加在短期對我國進出口貿(mào)易影響不大，但在長期，隨著匯率波動的增加我國出口量將會減少而進口量則會增加。張進銘，周才云（2007）運用鄒至莊檢驗對1980-2005年樣本數(shù)據(jù)進行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗并分為1980-1993年和1994-2005年兩階段進行分析，結果表明，只有在1980-1993年我國出口貿(mào)易與人民幣匯率波動存在長期協(xié)整關系；人民幣匯率波動與進口貿(mào)易不存在格蘭杰因果關系，與出口貿(mào)易存在單向格蘭杰因果關系；匯率的正向沖擊對進口和出口貿(mào)易影響均為正，其中，對出口貿(mào)易影響較強烈而對進口貿(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模型測度匯率波動性，使用E-G兩步法進行分析，結果表明，在短期，人民幣實際有效匯率波動對進出口均表現(xiàn)為負向沖擊且對進口的沖擊效應更大；在長期，人民幣實際有效匯率波動對進口表現(xiàn)為正向沖擊而對出口則表現(xiàn)為負向沖擊，且人民幣實際有效匯率波動的擴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)進行分析，認為我國進出口與匯率存在長期協(xié)整關系，匯率波動對出口貿(mào)易影響較大而對進口影響較微弱。胡曉（2009）選取1985-2007年數(shù)據(jù)對中美貿(mào)易進行協(xié)整分析，結果表明，人民幣貶值對我國出口產(chǎn)生正向作用而對進口產(chǎn)生負作用，認為現(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測度匯率波動性，采用E-G兩步法研究人民幣實際有效匯率及其波動對中國進出口貿(mào)易的影響。結果表明，進口貿(mào)易和人民幣實際有效匯率在短期和長期均成負相關，而出口貿(mào)易僅在長期易受實際有效匯率波動的影響。李文懿（2010）選取1988-2006年數(shù)據(jù)研究人民幣實際有效匯率及其波動對我國進出口貿(mào)易影響，認為進出口增長與匯率波動之間存在長期協(xié)整關系且匯率波動對出口貿(mào)易影響更為明顯；出口貿(mào)易與匯率存在格蘭杰因果關系；匯率提升在短期促進出口增長。譚越月，賈建華（2011）選取2005年7月-2010年10月數(shù)據(jù)研究人民幣實際有效匯率對中國進出口貿(mào)易的影響，結果表明，人民幣實際有效匯率與中國的進出口貿(mào)易之間不存在長期的協(xié)整關系且無格蘭杰因果關系。李天峰（2012）選用2002年4月-2010年4月數(shù)據(jù)，使用GARCH模型測度匯率波動性，在匯率水平值變化和波動率變化兩方面對中歐雙邊進出口貿(mào)易進行分析。結果表明，匯率波動在短期推動中國對歐元區(qū)的進口抑制出口，人民幣貶值對中國進出口均具有推動作用；在長期，中國出口額隨匯率波動增加而進口額隨匯率波動減少，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模型對匯率波動進行測度，選用E-G兩步法研究人民幣匯率波動對中國和東盟、日本、美國、歐盟、韓國、中國香港的進出口貿(mào)易的影響。結果表明，人民幣實際有效匯率和多數(shù)貿(mào)易伙伴的出口長期成顯著負相關，對與歐盟，東盟，香港出口短期有反向沖擊作用，對韓國進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對我國進出口貿(mào)易影響

1.采用OLS方法研究人民幣匯率及其波動對我國進出口貿(mào)易影響

張毓卿（2009）選取1998-2007年數(shù)據(jù)進行分析，結果表明，人民幣升值可導致我國進出口貿(mào)易額的反向變動，且人民幣匯率波動對我國進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)進行人民幣實際有效匯率對進出口差額的分析，認為人民幣有效匯率指數(shù)與當期的進出口差額的負相關，存在J曲線效應。

2.采用最大似然法研究人民幣匯率及其波動對我國進出口貿(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性，對中美進出口與人民幣匯率波動的關系運用極大似然法進行研究，認為我國出口總額和美國進口總額波動性與人民幣對美元名義匯率的波動性正相關，我國進口總額和美國出口總額波動性則與人民幣對美元名義匯率的波動性負相關，從而驗證了匯率波動的價格轉移機制的正確性。

3.采用其他方法研究人民幣匯率及其波動對我國進出口貿(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出口影響進行分析，認為人民幣匯率與出口正相關且存在兩年的滯后期，對進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)，運用皮爾遜相關系數(shù)對人民幣匯率波動與我國進出口貿(mào)易相關性的研究，結果表明，出口增長率和匯率波動呈反向變動，進口增長率則與匯率波動同向變動。姜昱，邢曙光，楊勝剛（2011）選取1985-2008年數(shù)據(jù)，采用Hansen門限面板模型進行研究，結果表明，雖然在不同匯率區(qū)間均不存在門限效應，但在不同的匯率波動幅度下存在門限效應。單門限模型的研究結果表明，人民幣升值并不會減少我國當前貿(mào)易收支情況，人民幣貶值不會擴大我國貿(mào)易順差；雙門限模型結果表明，人民幣升值率超過11.78%后將會減少我國國際收支。

二、人民幣匯率及其波動對我國區(qū)域進出口貿(mào)易影響的研究

（一）人民幣匯率及其波動對我國區(qū)域進出口貿(mào)易影響

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

（二）人民幣匯率及其波動對我國各地區(qū)進出口貿(mào)易影響

蔣潔芳（2006）認為廣西進出口額不大且出口以農(nóng)產(chǎn)品、資源型初級產(chǎn)品、紡織服裝和瓷器為主，進口以工業(yè)產(chǎn)品作為原材料為主，匯率變化的影響是有限的，人民幣升值雖然會縮小貿(mào)易順差的規(guī)模，但不會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)研究人民幣實際有效匯率對湖南省進出口貿(mào)易的影響，結果表明，匯率波動對出口總體影響不大，對出口影響的時滯約為1年，對進口的滯后期約為半年；匯率波動對不同行業(yè)影響不同。孔晴（2008）認為人民幣加速升值有利于甘肅省擴大進口，降低進口商品成本，增強進口企業(yè)在市場上的競爭力，迫使企業(yè)優(yōu)化進出口商品的結構。繆露（2009）選取2005-2007年季度數(shù)據(jù)研究人民幣匯率波動對江蘇省進出口貿(mào)易的影響，認為匯率波動對進口和出口的影響存在不同程度的J曲線效應；對出口影響的時滯為5個季度，對進口為1個季度。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大。施芳芳（2009）分析1998-2008年相關季度數(shù)據(jù)，認為2005年7月匯改前匯率對廣西進出口影響都較大，而匯改后影響較小，且匯率波動的影響存在J曲線效應。馮梅，劉思格，徐丹（2010）通過研究2005年7月-2010年6月人民幣實際有效匯率與陜西省進出口的關系，認為陜西省出口對實際有效匯率具有顯著的格蘭杰影響，但實際匯率變化對出口沒有顯著的反饋作用。張文匯（2011）認為重啟匯改后，人民幣匯率波動幅度加大，人民幣升值雖然沒有改變河北省進出口恢復性增長的勢頭，但出口企業(yè)盈利能力有所下降；人民幣升值預期將會促使企業(yè)調整財務及經(jīng)營策略，雖然短期內會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，蔡武（2012）選取2005年7月-2010年12月數(shù)據(jù)，運用協(xié)整向量自回歸模型研究人民幣匯率波動與廣東省進出口貿(mào)易的關系，認為匯率波動對廣東省進出口存在顯著影響，ML條件成立，存在J曲線效應。

三、人民幣匯率及其波動對我國不同行業(yè)進出口貿(mào)易影響的研究

白瑤，李坤坤（2008）認為由于我國加工型貿(mào)易產(chǎn)品主要是快速消費品，所以相對與匯率的變動，加工型出口貿(mào)易額的增長更取決于貿(mào)易對象的消費能力。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對我國進出口企業(yè)的影響，認為人民幣對各主要貨幣的匯率波動間存在相關性，勞動密集型產(chǎn)品的出口額變化與匯率波動之間存在顯著負相關，總體上初級產(chǎn)品的進口與匯率波動呈現(xiàn)顯著相關性，大部分工業(yè)成品對匯率波動無顯著相關性。劉海月（2009）研究了人民幣匯率波動對我國具體行業(yè)進出口的影響，認為人民幣升值一方面可以降低我國進口依存度較高行業(yè)的大宗交易成本，改善相關行業(yè)的盈利狀況；但另一方面降低了進口商品價格，對我國國內生產(chǎn)進口替代品的行業(yè)構成一定的威脅。由于我國目前的出口產(chǎn)品主要以初級產(chǎn)品和勞動密集型加工產(chǎn)品為主，人民幣升值會抵消我國廉價勞動力的成本優(yōu)勢，使我國出口價揚量跌。李永寧，任強（2010）認為匯率波動對各行業(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)研究人民幣實際匯率對我國鋼鐵行業(yè)進出口的影響，結果表明，匯率波動對我國的鋼鐵進出口貿(mào)易影響較大，在2005年7月-2009年1月間不存在J曲線效應。譚越月，賈建華（2011）對不同貿(mào)易方式進行分析，認為原料來自國內的貿(mào)易方式對匯率的敏感程度最大，匯率變動的貿(mào)易效果與進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模型測度匯率波動性，運用Johansen多變量協(xié)整模型研究人民幣匯率波動對我國進出口貿(mào)易的影響，結果表明，人民幣匯率波動會造成勞動密集型產(chǎn)品、資本和技術密集型產(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；人民幣匯率波動對勞動密集型產(chǎn)品、資本和技術密集型產(chǎn)品進口增長率產(chǎn)生的影響中，對勞動密集型產(chǎn)品的影響程度最大。人民幣貶值有助于我國進出口增長率上漲。

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對我國進出口貿(mào)易造成影響的結論并不一致，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對于我國進出口貿(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出口貿(mào)易的層面上，對于人民幣匯率及其波動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，在這兩方面進行人民幣匯率及其波動影響的研究仍有較大的空間。

參考文獻：

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[2]張進銘，周才云.人民幣匯率波動的貿(mào)易效應—基于1980-2005年的實證研究[J].理論探索，2007（6）：84-86.

[3]谷宇，高鐵梅.人民幣匯率波動性對中國進出口影響的分析[J].世界經(jīng)濟，2007（10）：49-57.

[4]姜星，邢曙光，楊勝剛.匯率波動對我國進出口影響的門限效應[J].世界經(jīng)濟研究，2011（7）：36-42.

[5]劉海月.人民幣匯率波動對我國進出口的影響——基于具體行業(yè)的分析[J].金融，2009（11）：91-94.

篇7

關鍵詞： 進口；經(jīng)濟增長；協(xié)整關系；誤差修正模型

中圖分類號：F752.61　文獻標識碼：A　文章編號：1006-1894(2007)06-0010-05

傳統(tǒng)觀念傾向于將進口與出口對立起來，認為進口只是對國內需求的抵消，而沒有考慮進口的目的和結構，沒有考慮進口對本國經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。因此，長期以來關于對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的研究文獻往往只關注和考察出口與經(jīng)濟增長的關系。這種情況直到20世紀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革新和進口擴張優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結構，創(chuàng)造了低通脹、低失業(yè)、高逆差、高增長的新經(jīng)濟之后，開始關注進口對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的積極促進作用，由此相關的經(jīng)驗研究文獻也陸續(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)易壁壘限制進口的國家經(jīng)濟增長的速度較慢。在大量的跨國回歸估計中，無論是采用時間序列數(shù)據(jù)還是平行面板數(shù)據(jù)，都幾乎得到了相同的結論：進口限制阻礙本國的經(jīng)濟增長。然而，如果研究者通過對產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)進行分析以辨別產(chǎn)業(yè)部門進口貿(mào)易活動的增長效應，則會發(fā)現(xiàn)前述的宏觀經(jīng)驗實證研究結果在中觀層面并不一定成立，而且中觀層面上的進口貿(mào)易活動與經(jīng)濟增長的關系研究會由于國家的差異或各個國家所處發(fā)展階段的不同而得到不同的結果(Worz，2004)，換言之，產(chǎn)業(yè)層面的經(jīng)驗研究難以得出一般性的結論。這說明，中觀層面上的進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的結構分析遠比宏觀層面上的進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的總量分析復雜。由于國內對中觀層面上的進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的研究大多停留在定性分析層面上，缺乏具體的估計分析。因此，本文擬從新貿(mào)易理論和現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論出發(fā)，借鑒國外一些學者對進口貿(mào)易模式與經(jīng)濟增長之間關系的研究方法，以中國為例，在產(chǎn)業(yè)層面上進行進口貿(mào)易的長期和短期動態(tài)分析以揭示進口貿(mào)易模式與經(jīng)濟增長之間的關系。

一、文獻回顧

Romer(1993)利用76個發(fā)展中國家1960年的截面數(shù)據(jù)率先考察了機器設備進口對生產(chǎn)效率的積極影響。David Coe＆Helpman(1997)檢驗了通過機器設備進口而流向欠發(fā)達國家的研究開發(fā)溢出效應。Lawrence(1999)針對20世紀80年代美國100多個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的進口競爭對全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，結果顯示了進口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提升。Keller(1998，2000)分析了產(chǎn)品進口與技術擴散之間的關系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品進口通過其技術外溢，使進口國更快地接近國外技術水平。Connolly(2003)利用75個國家1965～1990年的數(shù)據(jù)分析了高科技產(chǎn)品進口對發(fā)展中國家技術模仿與創(chuàng)新的外溢效應，結果顯示發(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)達國家的高科技進口。Worz(2004)用45個國家1981～1997年35個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)樣本探討了貿(mào)易品技術密集度與經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的高進口滲透率(一般以產(chǎn)業(yè)進口額與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出額之比表示)會減少邊干邊學的機會，發(fā)達國家進口品的技術密集度與經(jīng)濟增長呈負相關，而發(fā)展中國家中等技術產(chǎn)品的進口不利于長期經(jīng)濟增長、高技術產(chǎn)品的進口有利于經(jīng)濟增長。相對于國外已有的經(jīng)驗實證研究而言，國內的相關研究較為少見。

二、實證分析

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

進口貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的內在機制主要體現(xiàn)為進口貿(mào)易的間接動態(tài)效應，即進口貿(mào)易是接受國外技術和知識外溢的重要渠道。外部的學習帶動了國內生產(chǎn)部門的技術進步，從而最終作用于國內的經(jīng)濟增長。但是，不同產(chǎn)業(yè)的間接動態(tài)效應即外溢效應有所差異：越是高端產(chǎn)業(yè)(技術密集度較高的產(chǎn)業(yè))，其生產(chǎn)率就越高，則其知識外溢和動態(tài)增長效應就越大。換言之，技術溢出的范圍隨著進口品技術含量的上升而擴大。高技術產(chǎn)業(yè)部門與低技術部門相比，其資源配置效應、動態(tài)規(guī)模效應和外溢效應更大，因而對一國經(jīng)濟增長會產(chǎn)生更大、更長時期的影響。高進口滲透率會降低邊干邊學的范圍。只有出口貿(mào)易活動才能產(chǎn)生學習效應。有些產(chǎn)業(yè)通過專業(yè)化生產(chǎn)能最大限度地發(fā)揮邊干邊學潛力、產(chǎn)生動態(tài)規(guī)模報酬遞增，進而引致國內經(jīng)濟的持續(xù)增長。而對邊干邊學潛力小的產(chǎn)業(yè)(一般是低端產(chǎn)業(yè))進行出口專業(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)程度的增長效應取決于一國的資源稟賦，特別是人力資本存量。就進口貿(mào)易而言，在勞動力密集型、低技能產(chǎn)業(yè)的高進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)濟增長率。但高技能產(chǎn)業(yè)的進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用方向是不確定的。因為進口中所包含的無形資產(chǎn)(知識和技術)促進了國內經(jīng)濟增長；另一方面，進口又減少了邊干邊學的機會，對長期經(jīng)濟增長有負面影響。究竟進口貿(mào)易對于經(jīng)濟增長的凈效應如何呢?這就需要我們構建計量方程來準確反映它們之間的長期關系，因而這里主要用協(xié)整檢驗和誤差修正模型對不同產(chǎn)業(yè)層面的進口貿(mào)易與GDP之間的關系進行深入的分析。

根據(jù)我國的海關統(tǒng)計分類標準、工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計分類標準，將進口商品分為初級產(chǎn)品和工業(yè)制品兩大類，其中初級產(chǎn)品可分為食品及活動物、飲料及煙類、非食用原料(燃料除外)、礦物燃料、油及有關原料和動植物油脂及蠟等；工業(yè)制成品可分為化學成品及有關產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品，礦冶產(chǎn)品及其制品、機械及運輸設備、雜項制品和未分類的商品。因為我國進口商品以工業(yè)制成品為主，工業(yè)制成品進口中又以化學成品及有關產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品和機械及運輸設備3類制成品為主，所以我們可以從工業(yè)制成品內部結構來分析，把這一研究對象具體確定為化學成品及有關產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品，礦冶產(chǎn)品及其制品和機械及運輸設備3類。依照經(jīng)合組織(OECD)按研究開發(fā)密集度對制造業(yè)的分類標準，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品屬于低技術產(chǎn)品；機械及運輸設備屬于中等技術產(chǎn)品；化學成品及有關產(chǎn)品屬于高技術產(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)計年鑒2005》。我們通過宏觀經(jīng)濟總量指標GDP反映經(jīng)濟增長。由于固定資產(chǎn)投資對于進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關系有著重要的影響，這里將固定資產(chǎn)投資作為模型的控制變量。用城

鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)(1980＝100)對GDP、投資、各類產(chǎn)品進口數(shù)據(jù)進行物價平指，以消除物價變動對GDP、投資，產(chǎn)品進口額的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系，并能使其趨勢線性化，消除異方差的影響。所以對實際GDP、實際投資、產(chǎn)品實際進口進行自然對數(shù)變換，分別用lngdp、lninv、lnpim、lnlim、lnmim、lncim表示自然對數(shù)的實際國內生產(chǎn)總值、實際投資總額、初級產(chǎn)品實際進口額、輕紡產(chǎn)品及橡膠制品類實際進口額、機械及運輸設備類實際進口額、化學成品及有關產(chǎn)品類實際進u額。

2　時間序列的平穩(wěn)性ADF檢驗　由于協(xié)整檢驗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行ADF(the Augment Dickey Fuller Test)檢驗，檢驗其平穩(wěn)性及單整階數(shù)，檢驗結果如表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，而其一階差分序列的ADF統(tǒng)計量絕對值均大于在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(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)序列實際上表示的是增長率的概念。

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

上式中EG值-3.30在10％水平上拒絕了零假設，該結果說明變量之間存在協(xié)整關系，該協(xié)整關系式表明：投資和初級產(chǎn)品、輕紡產(chǎn)品、橡膠制品及化學成品等三大類產(chǎn)品的進口對我國經(jīng)濟增長具有推動作用，而機械及運輸設備類的進口對經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用。

由動態(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態(tài)關系，即把長期關系模型中的各變量以一階差分的形式重新構造，并把長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個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固定資產(chǎn)投資的增長幅度，初級產(chǎn)品進口的增長幅度和機械及運輸設備進口的增長幅度，并且機械及運輸設備進口的增長對經(jīng)濟增長產(chǎn)生反向影響，同時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　語

通過上述協(xié)整分析與誤差修正模型的估計結果，我們可以得到以下結論：

第一，GDP與投資、四大類產(chǎn)品進口在水平上存在長期的協(xié)整關系。從長期來看，初級產(chǎn)品，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品及化學成品等三大類產(chǎn)品的進口增長對我國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)品均屬于低技術產(chǎn)品，這些低技術產(chǎn)品的進口可以使國內資源更多地配置在附加值更高的中高技術產(chǎn)業(yè)，中高技術產(chǎn)業(yè)有更大的邊干邊學潛力和知識溢出效應，從而加快國內技術進步、提高產(chǎn)出能力；而化學成品類作為高技術產(chǎn)品與國際先進水平相比較，我國此類產(chǎn)品的國際競爭力仍處于劣勢，受到國內人力資本瓶頸的約束，這類產(chǎn)品的進口有助于提高資源配置效率，進而提升產(chǎn)出能力。值得注意的是，從長期來看，我國機械及運輸設備類的進口增長對GDP增長存在負面影響，這可能是因為受制于我國的人力資本存量，機械設備類產(chǎn)品作為中等技術產(chǎn)品與高技術產(chǎn)品相比，其國內生產(chǎn)將帶來更大的學習效應，產(chǎn)生更大的動態(tài)規(guī)模效應，從而導致經(jīng)濟的持續(xù)增長。所以，機械設備類產(chǎn)品的進口增長會因喪失學習機會而不利于經(jīng)濟增長。由此可見，產(chǎn)業(yè)層面的進口與經(jīng)濟增長的關系分析遠比宏觀總量層面的關系分析復雜。

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

篇8

[關鍵詞]復進口；虛假貿(mào)易；保稅區(qū)；套利交易

[中圖分類號]F752[文獻標識碼]A[文章編號]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。據(jù)海關統(tǒng)計，2013年1―4月份中國出口額同比增長17.5%，遠高于上年全年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)應該是有虛高的情況，因為其他一些經(jīng)濟指標顯示不太可能出現(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)計局報告的工業(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)字很難用外需增強來解釋。筆者認為其背后的原因是所謂的“虛假貿(mào)易”。這些貿(mào)易活動沒有真實的貿(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的收益。

2013年5月份我國進出口貿(mào)易額增速的大幅度放緩正是因為有關部門注意到這個問題后及時地采取了應對措施，壓制了虛假貿(mào)易的活動。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個百分點。再加上2012年5月份出口同比增長率較高的基期效應，導致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)易的具體方式進行討論，但是在此之前先對相關概念作一闡述：

一、“復進口”的模式和原因

所謂復進口，簡單地說就是同一批貨物出口以后又被進口到國內，有些情況下也稱作“保稅區(qū)一日游”。2005―2010年復進口大約占我國全部進口的7%～9%，其中從香港的復進口占到全部復進口的90%，并且復進口中的80%都是由外商投資企業(yè)進行的。傳統(tǒng)意義上的復進口主要有兩大類動機：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，這樣可以達到規(guī)模經(jīng)濟從而降低成本。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，這其中可能會伴隨著一些復進口的活動。

另外一種情況則和加工貿(mào)易的“深加工接轉”有關，目前官方和理論界對此觀點也并未統(tǒng)一，這里借用一個簡化的例子來說明。假設國內有一家供應商A和一家出口商B，B向A采購一部分中間產(chǎn)品，此時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間里，B的一部分流動資金就被占用了。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)易的模式下免稅進口同一批產(chǎn)品，這樣就避免了流動資金的占用。

二、“虛假貿(mào)易”及其套取跨境利息差的模式

上述幾種復進口情況已經(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)易信貸的人士進行交流探討之后，確信海關報告中的進出口數(shù)據(jù)由于虛假貿(mào)易行為的存在而被顯著高估。下面就通過一個假設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產(chǎn)品，假設其預期收益率是每年4.5%。

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

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行貼現(xiàn)，假設貼現(xiàn)的利率是2%。這樣一來，就相當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，相對應的貿(mào)易商品（通常是黃金或者電子產(chǎn)品這樣一些體積小、價值高的商品）就從香港進口到了大陸的保稅區(qū)。海關數(shù)據(jù)中將這一次貨物的跨境流動記作進口。

接下來，大陸公司（可以是另一家關聯(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移到境內。實際上，這批出口貨物可能就是之前從香港進口來的貨物，這批貨物僅僅是在香港和大陸的保稅區(qū)之間來回“空轉”。但是海關的數(shù)據(jù)卻記錄了進口和出易，因此也就造成了數(shù)據(jù)的虛高。

如果事情到此結束，并且假設大陸公司拿著9800萬元人民幣再次購買了銀行理財產(chǎn)品，那么1年以后信用證到期時，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%，高于銀行理財產(chǎn)品4.5%的回報率，更高于銀行存款利率。

實際上，大陸公司往往會以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②。這樣就能成倍放大其套利收益。根據(jù)中央電視臺的報道，在福田口岸同一批商品有時候一天之內就出境、入境3～5個來回。此外，如果香港公司貼現(xiàn)出來的是美元或者港幣，那么在整個過程中還會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的敞口進行對沖。

三、出口增長率被高估約8個百分點

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，導致這種以虛假貿(mào)易為掩護的跨境金融套利行為越來越多。這其中往往還摻雜有虛報商品價值和虛開發(fā)票金額等手法，甚至還出現(xiàn)了一些專門為此類活動提供“咨詢”服務的機構。那么從量化分析的角度看，海關報告中的出口和進口數(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)易一般不會牽扯到商品的遠洋運輸，貨物通常只是在保稅區(qū)和香港的倉庫之間移動，因此可以參考遠洋貨物運輸量的數(shù)據(jù)來估算真實的貿(mào)易活動水平。根據(jù)2005―2012年的歷史數(shù)據(jù)，主要港口的集裝箱遠洋運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系數(shù)高達0.9，而前者一般比后者平均高出0.38個百分點。2013年1―4月份，主要港口的集裝箱貨運量同比增長8.3%，在扣除同期出口商品單位價格同比下降0.13%的因素后，估算出2013年1―4月份真實的出口同比增長率應該是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)易活動都隱藏在加工貿(mào)易項下，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個百分點。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，同期真實的出口增長率大概只有11.1%（15%-3.9%），低于海關數(shù)據(jù)顯示的17.3%。需要指出的是，這個11.1%的估算很可能是偏高的，因為有一部分虛假貿(mào)易活動也是出現(xiàn)在一般貿(mào)易項下。

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)計局的工業(yè)企業(yè)直報系統(tǒng)產(chǎn)生的，不會受到貿(mào)易公司的虛假貿(mào)易活動的影響。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報告的出口同比增長率低2.9個百分點。這其中部分原因是因為出貨值的增長率是一個實際值的增長率，類似于工業(yè)增加值同比增長率這個指標，海關報告的出口額數(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%，對應的真實出口同比增長率就應該是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69%?？紤]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152%?？紤]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果有所不同，其估算結果的平均值約為9%，比海關數(shù)據(jù)所報告的2013年1―4月份出口同比增長率低了約8個百分點。

四、打擊虛假貿(mào)易活動的政策

2013年初開始的虛假貿(mào)易活動的猖獗也引起了管理部門的重視，并很快出臺了應對措施。2013年5月初國家外匯管理局出臺的一系列規(guī)定（20號文），效果可以說是立竿見影：進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，就是因為抓住了虛假貿(mào)易活動的要害。外管局相關政策包括以下主要內容：

1.商業(yè)銀行必須嚴格遵守結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)務高速增長的公司，外管局會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)在以后將會接受更多的日常監(jiān)管和深入調查。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憑證。

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

[注釋]

①這是個簡化的例子，現(xiàn)實中的情況可能會復雜得多。例如供應商A可能最初也要進口一部分原材料，那么A將其生產(chǎn)的半成品賣給B的時候，應該是可以享受出口退稅優(yōu)惠的，這個過程就是“深加工結轉”。此外，A的產(chǎn)品中可能一部分是出售給B用來進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)銷往國內的產(chǎn)品。

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

[參考文獻]

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篇9

關鍵詞：中美貿(mào)易；失衡；垂直；專業(yè)化；格蘭杰；因果關系

一、引言

上世紀80年代中期，美國首次宣布對華出現(xiàn)貿(mào)易逆差，但當時的貿(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，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外學者們極為關注的焦點。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)濟增速放緩歸結為與中國的巨額貿(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的方式流回美國，促進了美國金融及實體經(jīng)濟的繁榮，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行貿(mào)易保護主義、不公平競爭、壓低人民幣幣值、傾銷、補貼等輿論壓力。貿(mào)易是中國重要的經(jīng)濟支柱，中國與美國的優(yōu)勢互補也決定了未來中美的貿(mào)易及伴隨的摩擦會持續(xù)下去。鑒于此，正確理解和定位中美貿(mào)易關系對未來雙邊貿(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)計數(shù)據(jù)顯示，中國自1993年由貿(mào)易逆差轉向貿(mào)易順差，但據(jù)美方統(tǒng)計，美國在1985年就已出現(xiàn)貿(mào)易逆差，且貿(mào)易逆差額逐年擴大。美方統(tǒng)計的中美貿(mào)易的進出總額和差額顯示，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2680億美元。受到金融危機影響，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，達到3000億美元。

2.中美貿(mào)易不平衡的行業(yè)和產(chǎn)業(yè)結構

根據(jù)聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(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%，機械及運輸設備和雜項制品又各占了約40%。技術和資本密集型產(chǎn)品的比重逐漸攀升，勞動密集型產(chǎn)品的比重略有下降，表明在跨國公司主導的全球產(chǎn)業(yè)鏈下，中國對美國的出口已從傳統(tǒng)的勞動密集型產(chǎn)品轉型為資本和技術密集型產(chǎn)品。電子設備、機械設備等中高技術產(chǎn)品的終端加工裝配環(huán)節(jié)可以在中國國內進行是中美貿(mào)易結構呈現(xiàn)出這種特點的主要原因。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，從母國進口中間品及原材料，并結合中國較低的勞動成本優(yōu)勢進行加工生產(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系出現(xiàn)的根本原因。

三、中美貿(mào)易失衡的實證分析

1.指標選擇與數(shù)據(jù)搜集

為了驗證中國從美國進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)易的出口額及進口額進行了實證檢驗。由于中國和美國在貿(mào)易進出口的統(tǒng)計方面存在很大差異，且美國一直宣稱自己是“受害國”，因此，為了使本文觀點更具說服力，我們選取美國統(tǒng)計的貿(mào)易進出口額為樣本數(shù)據(jù)。此外，2005年人民幣匯率制度進行了第二次改革，考慮到匯率在進出口貿(mào)易中的重要作用，為了避免匯率變動帶來的影響，在選取樣本時，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。這不僅增加了參數(shù)估計的自由度，而且充分地反映出了美國對中國出口和美國從中國進口變化的長期均衡關系。美國對中國的出口與從中國的進口數(shù)據(jù)來自美國普查局網(wǎng)站的美中貨物貿(mào)易統(tǒng)計。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口額，EXSA表示經(jīng)過季節(jié)調整后的美國對中國的出口額，IMSA表示經(jīng)過季節(jié)調整后的美國從中國的進口額，lnEXSA表示對季節(jié)調整后的美國對中國的出口額取對數(shù)，lnIMSA表示對季節(jié)調整后的美國從中國的進口額取對數(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)調整

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

3.單位根檢驗和協(xié)整分析

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

接下來，本文采用EG兩步法對這兩個時間序列做協(xié)整檢驗，找出它們的長期穩(wěn)定關系。

第一步：利用OLS估計回歸模型。估計的回歸模型為：

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行單位根檢驗，觀察殘差的檢驗結果，我們看出殘差序列不存在單位根，即序列平穩(wěn)。據(jù)此我們認為，美國對中國的出口和進口間存在一種長期的均衡關系。

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系，但是我們無法得知這些變量偏離長期趨勢之后的調整速度。根據(jù)格蘭杰定理，存在協(xié)整關系的兩個序列{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。我們運用最小二乘估計法對上述模型進行了參數(shù)估計，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反映了短期波動的影響，ECDMt-1的系數(shù)大小則反映了對偏離長期趨勢的調整力度。從模型可以看出，當某種原因導致美國對華出口偏離長期趨勢而發(fā)生短期波動時，偏離長期均衡的數(shù)量會在下一期得到27.8%的反向修正，最終使與回到長期均衡關系。正是這種內在的調整發(fā)揮作用，才使得美國對華出口和從中國進口保持長期的均衡關系。

5.格蘭杰因果關系檢驗

lnEXSA與CnIMSA的長期均衡關系是否構成能因果關系，我們還需進一步檢驗。本文利用格蘭杰因果檢驗對這兩個時間序列間的因果關系進行了檢驗。檢驗結果表明，在1%顯著性水平上，當滯后階數(shù)為1到8時，美國對中國的出口增長是美國從中國進口增長的原因，并且這種因果關系是單向的。

四、結論與政策建議

通過本文的實證分析，我們得出如下結論：

第一：從協(xié)整檢驗可以看出，美國對華出口與從中國進口間存在長期的協(xié)整關系；從誤差修正模型可以看出，長期均衡趨勢偏離的收斂機制在發(fā)揮作用，當美國對華出口偏離長期趨勢時，內部調節(jié)機制會在下一期對偏離數(shù)量做反向修正，使美國對華出口重新回到長期趨勢線上；從格蘭杰因果檢驗結果可以看出，美國對中國的貨物出口增長是美國從中國貨物進口增長的原因，美國對華出口每增加1%，就會導致進口增加，出口引致進口的效應明顯。

第二：中美之間的這種關系可以部分反映出中美垂直專業(yè)化分工的特點，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，再從中國進口。根據(jù)美方官方統(tǒng)計，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。在全球垂直專業(yè)分工的背景下，外商利用中國的勞動力和政策環(huán)境優(yōu)勢，在中國投資設廠。同時國內還存在大量為美國企業(yè)開展代工業(yè)務的企業(yè)，這些企業(yè)從美國進口所需要的關鍵零部件、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)易不平衡結構的形成與規(guī)模的擴大。因此，對于中美貿(mào)易失衡問題，美國不應該片面指責中國幣值低估、傾銷、補貼等，而應當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)濟貿(mào)易大學）

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篇10

關鍵詞技術異質性；中美貿(mào)易；隱含碳；MRIO模型；SDA 分解法

中圖分類號F062.9文獻標識碼A文章編號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前國際社會的熱點問題，碳排放責任的界定是其中的一個焦點問題。對于碳排放責任的界定，目前國際社會使用的是生產(chǎn)者負責制。其并未區(qū)分污染排放是用于本國消費還是外國消費，因此忽略了國際貿(mào)易的污染排放區(qū)位轉移效應，容易導致“碳泄漏”，使全球的整體減排效果大打折扣?？紤]到生產(chǎn)者負責制的局限性，學術界提出消費者負責制。消費者負責制指消費方承擔生產(chǎn)能源、產(chǎn)品和服務過程中的碳排放負責。這一原則能夠較公平地分配發(fā)達國家和發(fā)展中國家的碳排放責任，并可以在一定程度上避免“碳泄漏”的發(fā)生[19]。

1文獻綜述

貿(mào)易隱含碳的測算對重新界定各國的碳排放責任提供了依據(jù)。Wyckoff等分析了6個OECD國家1984-1986年進口商品的隱含碳排放[3]。Schaeffer等研究了巴西1970-1972年進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)易模式和能源消費之間的關系[11]。Ahmad等使用投入產(chǎn)出與貿(mào)易模型研究了24個OECD國家貿(mào)易中的內涵碳排放，該研究顯示，1995年24個OECD國家隱含碳排放的凈進口量占到全體OECD國家國內碳排放量的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排放量進行了實證分析。

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)易隱含碳進行了測算，結果顯示，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行了測算，研究結果表明，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因素，CO2直接排放強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行SDA分解，結果顯示碳排放強度促使中國出口隱含碳減少，產(chǎn)出結構、出口結構、出口規(guī)模效應使中國進口隱含碳增加。

在前人研究基礎上，本文應用多區(qū)域投入產(chǎn)出（MRIO）模型，在考慮中美兩國技術異質性的基礎上，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)易隱含碳進行了測算，并對中美貿(mào)易隱含碳的變化進行因素分解。在中美貿(mào)易隱含碳的測算中，使用總產(chǎn)出消費價格指數(shù)，對中美兩國各年產(chǎn)值及進出口貿(mào)易額時進行了調整，以求讓測算結果更加準確客觀。

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，j（j=1，2，…，n）表示產(chǎn)出品的部門序號，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)單位價值量的i類產(chǎn)品需直接消耗的j類產(chǎn)品的價值量，也即產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)。令A代表aij（i，j=1，2，…，n）的矩陣形式，即A=[aij]n×n其中，aij的計算公式為：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，會導致計算結果被高估，因而為得到更為精確地計算結果，需剔除進口投入品的影響。本文直接采用World InputOutput Database中的剔除中間進口的投入產(chǎn)出表，再根據(jù)上述計算方法計算得到的國內的直接消耗系數(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排放強度組成的對角陣，（I-ADex）-1是扣除中間進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年中國從美國進口隱含碳，EFim是由美國各部門CO2排放強度組成的對角陣，（I-ADim）-1是扣除中間進口的美國里昂惕夫逆矩陣，IMy是由中國各部門在y年從美國的進口量組成的列向量。

趙玉煥等：基于技術異質性的中美貿(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)計部門與進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計部門（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)易值是以當年價格衡量的。為了使貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑保持一致，本文均以美國統(tǒng)計的數(shù)據(jù)為準。由于投入產(chǎn)出表中35部門包含服務行業(yè)，而服務業(yè)貿(mào)易量統(tǒng)計尚未完全，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。為了剔除價格變動的影響，將各年份分部門的進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)以1995年為基期通過總產(chǎn)出價格指數(shù)進行調整。1995-2009年各部門總產(chǎn)出價格指數(shù)源自世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫中社會經(jīng)濟核算數(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)值是以當年的價格指數(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排放總量除以當年經(jīng)總產(chǎn)出價格指數(shù)調整的各部門總產(chǎn)出值得到各年分部門的部門CO2排放強度。

2.3測算結果分析

2.3.1總量分析

根據(jù)相關數(shù)據(jù)和上述計算方法，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年達到最大值，為712.23 Mt，占當年中國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口隱含碳的20.86倍，隨后有一個波動的趨勢，在2005年達到了34.73倍，到2009年仍然高達17.37倍之多。

2.3.2部門分析