进口贸易数据
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进口贸易数据范文第1篇
［关键词］反补贴;贸易限制效应;贸易转移效应;实证分析
［中图分类号］F742［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)03-0023-03
作者简介：孙铭，女，汉族，湖北武汉人，湖北大学商学院讲师，经济学博士生，研究方向：国际贸易政策。一、引言
反倾销、反补贴和保障措施历来是各国习惯采用的三种主要贸易救济措施。长期以来，反倾销作为一种贸易保护手段，得到了世贸组织的认可，成为维护“公平贸易”的最主要武器，是各国使用频率最高的贸易救济措施。但自从1995年WTO《补贴与反补贴措施协定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures简称《SCM协定》)生效以来，各国在国际贸易中提起反补贴调查并采取反补贴措施的情况越来越多。近年来，受国际金融危机的影响，国际贸易保护主义有重新抬头的迹象，世界各国间的贸易摩擦愈演愈烈，反补贴逐渐成为新的热点。
图1列出了1993—2009年间立案的国际反补贴案件数量变化。WTO成立之后，反补贴案件数有所下降。但自1996开始，反补贴案件数逐年上升，并于1999年到达顶峰，高达41起。其后反补贴案件数呈波动下降的趋势。然而，2005—2009年间，案件数又逐年上升。相对于世界上各国进行立案的反倾销案件而言，反补贴的案件虽然比较少，但是该救济措施究竟会产生什么样的贸易效应，以及程度有多大，仍然值得研究。
图11993—2009年国际反补贴案件数量的变化
资料来源：根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理。二、相关文献综述
国内外学者对反补贴问题的研究从未间断，但反补贴的贸易效应问题较少受到关注。从现有的国外研究来看，有一些学者对反补贴的实施效果进行了实证研究。Yu-Ter Wang(2005)等学者对反补贴的贸易限制效应持否定观点。与此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分别利用CGE(可计算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型认为反补贴是限制贸易的重要手段之一。国内研究方面，目前只有少数学者对反补贴的经济效应进行了初步的研究，如邹琪等(2006)的研究认为反补贴会给社会经济福利造成损失。鉴于反补贴具有和反倾销类似的歧视性，在对反补贴贸易效应进行研究时可以借鉴反倾销的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各国对墨西哥进行反倾销的面板数据为例，得出结论：对发展中国家征收反倾销税的申诉国不存在贸易转移效应，但存在贸易限制效应。Prusa(1999)利用美国1980—1994年对外反补贴数据，证明美国的反倾销措施从很大程度上扭曲了其贸易模式，导致进口额下降30%～50%。与此同时，Konings (2001)则发现，欧盟在1985—1990年间发起的反倾销并未产生贸易转移效应。冯宗宪、向洪金(2009)利用2002—2007年欧美国家对华纺织品案例的月度数据，考察了欧美对华反倾销的贸易破坏效应、贸易转移效应的存在和大小。
总体上看，由于统计数据的缺乏，国内外对于反补贴贸易效应的实证研究有很大空白。但从笔者搜集到的统计资料来看，1993—2009年间的国际反补贴案件累计已接近300件，这为目前的实证研究提供了充足的数据基础。与此同时，关于反倾销的经验研究在计量方法上有了很大发展，这为反补贴贸易效应的实证研究提供了一定的技术支持。本文将根据1993—2007年立案的反补贴案件数据，对反补贴贸易效应进行实证研究。
三、实证模型与数据说明
为了衡量反补贴的贸易效应，本文结合反补贴案件和6位HS编码产品的贸易数据，构建了一个包含时间序列和截面的面板数据集，以考察1993—2007年立案的反补贴的贸易效应。首先通过考察反补贴对被诉国进口贸易额的影响，来判断反补贴立案是否会产生贸易破坏效应。其次通过从被诉国进口比例的变化来考察反补贴是否会产生贸易转移效应。
本文的回归模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基础上构建，采用以下的半对数线性回归方程：
ln(Importijt)=αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)
其中，被解释变量ln(Importijt）表示i国在t期从j国对某产品的进口额。ln(Importijt-1）是被解释变量的滞后一期值，这是由于贸易的滞后值是会影响到当前的贸易。t规范为t=0表示反补贴立案的年份，因此，t= -1表示立案前一年，t=+1表示立案后一年，以此类推。虚拟变量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1)，肯定结案方式的影响，若反补贴立案后第一年为肯定结案，则取值为1，其他为0；同理，AFFijt+2在 t=+2时取值为1，其他为0；若立案后第一年为否定结案，则NEGijt+1在t=+1期其取值为1，其他为0；同理，NEGijt+2在t=+2时取值为1，其他为0。ηij度量的是各截面单元的个体差异，uijt为随机扰动项。根据经济学原理，在反补贴立案前，被诉国对申诉国进口的大幅增长会导致反补贴调查；反补贴措施会限制申诉国从被诉国的进口，即存在贸易限制效应；反补贴会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国，即存在贸易转移效应。因此，该模型中解释变量滞后项的预期符号为正数，虚拟变量AFFijt+1和AFFijt+2的预期符号为负数，NEGijt+1和NEGijt+2的预期符号可能为正，也可能为负。
由于该回归中包含被解释变量的滞后项，会导致内生性问题，若用标准的随机效应或者固定效应进行估计，必将导致参数估计的非一致性，进而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为了解决该问题，本文采用Arellano and Bond(1991)，Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(广义距)估计法。对方程(1)进行一阶差分之后，动态面板模型可以表示为：
孙铭:反补贴措施的贸易效应——基于动态面板数据模型的实证分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)
GMM估计法运用滞后期和差分作为工具变量所产生的估计和检验具有一致性和稳健性，进而基于估计和检验结论所产生的经济学意义将有力地揭示反补贴的贸易效应。
本文的研究对象为1993—2007年间立案的反补贴案件，这些案件是根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理出来的，包括11个进行反补贴立案的国家和地区(美国，欧盟，加拿大，墨西哥，澳大利亚，巴西，智利，阿根廷，委内瑞拉，哥斯达黎加和秘鲁)，涉及共40个国家和地区，累计188起案件。每个案件的数据包括立案前后2年的贸易数据，这些数据是从联合国Comtrade数据库搜集而来，涵盖了1991—2009年各国或地区从别国进口涉案产品(6位HS编码的细分产品)的数据。对于包含一个以上产品编码的案件，本文将所有产品编码下的进口额数据汇总，以得到每个案件的进口额数据。
四、实证结果及分析
(一)反补贴的贸易限制效应
用GMM估计法对动态面板模型进行估计的结果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系数为0.402，表明进口国在上年度进口的变化会导致本年度的进口同向变化，即上年度进口每增加1%，则本年度的进口会增加约0.402%。虚拟变量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系数估计值都为负，这表明，不管最后是以肯定还是否定方式结案，反补贴都会导致申诉国对该产品的进口减少，具有一定的贸易限制效应，这与预期效果是一致的，只是针对不同结案方式，减少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1）变量不同的是，这几个虚拟变量值必须转换成表1第三列的形式。结果表明，在肯定结案的反补贴案件中，申诉国从被诉国的进口在第一年下降了约30%，第二年下降了约44%。而否定结案的情况下，进口额的年均下降幅度均在10%以内，且在时序上呈逐步减少的趋势。
表1反补贴的贸易限制效应和贸易转移效应
贸易限制效应贸易转移效应解释变量(1)对应的被解释变量
变动的实际百分比解释变量(2)对应的被解释变量
变动的实际百分比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%样本数937样本数937J统计量50.2660J统计量37.5852注：各变量回归系数后面的括号内为t值；*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。
(二)反补贴的贸易转移效应
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通过考察申诉国从非被诉国进口的变化来研究反倾销的贸易转移效应，但是，贸易额的相对值(即申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重)比绝对值更能揭示贸易转移效应。本文在研究反补贴的贸易转移效应时，将运用和Brenton(2001)提出的类似方法，将研究对象从非被诉国转向被诉国，通过考察申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重来确定反补贴的贸易转移效应。可构建类似的模型：
ln(Sharetijt)=αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)
其中，被解释变量ln(Shareijt)表示i国在t期从j国对某产品的进口额占从世界对该产品进口额的比重。同样的，运用GMM方法估计出的反补贴贸易转移效应如表1(2)所示。在回归结果中，各解释变量的系数估计值都较为显著，并且与预期的一致，这表明在肯定结案的反补贴案件中，申诉国从被诉国的进口在第一年下降了29.03%，第二年下降了约44.12%。而否定结案的情况下，进口额在第一年的下降幅度为9.82%，第二年为8.77%。显然，反补贴立案会导致被诉国的进口比重下降，该趋势在第二年有所增强，贸易转移效应显著。
五、结论与启示
无论是衡量被诉国的进口额还是比重，肯定结案和否定结案均导致申诉国从被诉国的进口在其后两年有所下降，其中肯定结案后的第二年下降的幅度更大，表明反补贴具有较大的贸易限制和贸易转移效应。
上述结论也引发了相关思考。第一，随着中国在世界经济和贸易中的地位逐渐上升，在发展成为新兴的工业和贸易大国的同时，中国也理所当然地成为了遭受国外反补贴申诉的主要目标国。虽然相较于反倾销而言，外国对中国反补贴的运用开始得比较晚，但从2004年遭到国外第一例反补贴立案开始，至2009年底，累计已达到了37起，其中，已有19起案件被实施了反补贴措施。2004年，世界对中国反补贴案件占其对外反补贴案件总数的比重不到50%。但自2007年开始，该比重有所提高。2008年和2009年，超过一半的对外反补贴是针对中国展开的，国际对华反补贴形势日趋严峻。因此，我国应该积极行动起来，通过出口市场多元化等途径降低反补贴的贸易限制效应。第二，要关注反补贴的贸易转移效应，该效应将有可能削弱我国进口竞争性产业的发展。如何在不违反WTO规则的前提下，适度保护我国进口竞争性产业，捍卫本国利益，将是今后研究的主题。第三，反补贴措施的贸易效应，还可以分行业或引入税率等变量进行衡量做进一步研究。
［参考文献］
［1］冯宗宪，向洪金．欧美对华反倾销措施的贸易效应：理论与经验研究［J］．世界经济，2010(3):31-55．
［2］邹琪等．反补贴与中国产业安全［M］．上海：上海财经大学出版社，2006．
［3］Brenton．P．．Anti-dumping Policies in the EU and Trade Diversion［J］．European Journal of Political Economy，2001(17): 593-607．
［4］Konings．J．,Vandenbussche．H．, Springael．L．．Import Diversion under European Antidumping Policy［J］．Journal of Industry，Competition and Trade，2001(1): 283- 299．
［5］Niels．G．and Kate A．ten．Antidumping policy in developing countries: Safety valve or obstacle to free trade? ［J］．European Journal of Political Economy，2006(22): 618–638．
［6］Prusa．T．J．．On the Spread and Impact of Antidumping［Z］．NBER Working Paper No．7404，1999.
进口贸易数据范文第2篇
近年来，中国对外贸易顺差的不断扩大给中国带来了政治上和经济上的诸多问题，也引起了国内外学者的广泛关注。研究表明，中国在国际分工中所处的地位是中国对外贸易失衡的主要原因，即中国在国际生产网络中扮演着加工装配地的角色，有大量的进口中间品经过加工组装后出口到海外，导致了中国对外出口的大量增加。HenrykKierzkowski和LurongChen(2007)指出，如今零部件贸易比最终品贸易更为频繁，碎片化生产和外包已经成为常态。
田文（2005）认为，目前由于新兴工业化国家与发展中国家不断加入到国际分工中来,产品内贸易不但在量上成为国际贸易显着增长的原因,而且成为国际贸易流向与格局变化的重要力量,成为发展中国家实现工业化与产业结构升级的新途径。崔玮（2009）根据联合国BEC行业分类标准对中国中间品的进口规模进行了估算，认为我国进口商品主要为中间投入品，占总进口的比例达到了60%左右，中国已积极加入到国际产品内分工中。Sven.W.Arndt(2007)强调，现在，越来越多的产品在多个国家生产，对于双边贸易平衡的分析考虑已经在逐渐失去价值。
鉴于中国在国际分工中所处的地位，中间品的进口势必会对中国的出口能力产生很大的影响，本文旨在通过数据分析中国的中间品进口规模并运用面板数据分析其对中国制造品出口的影响。
二、中国的中间品进口规模
在本文研究中间品进口对中国制造品出口的影响之前，首先需要分析中国中间品的进口规模。由于本文主要侧重于中间品进口对制造品出口的影响分析，因此相应的中间品是指生产制造品所需的中间投入品，基于SITC2的分类标准，主要存在于7类和8类商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13类），其界定参见FrancisNg,AlexanderYeats(1999)。从1987年至今，中国的中间品进口规模不断扩大，占世界中间品总进口的份额也在不断提高，此处主要选择1989、1999和2009三个年份的数据进行对比分析，如图1所示。
从图1中可以看出，从1989年到2009年，除72类和89类中间品进口占世界中间品总进口的比重有所下降外，其他类别的中间品进口比重都呈大幅上升趋势，2009年多数类别的中间品进口占世界总进口的比重超过了5%，特别是73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的中间品进口比重占到了世界总进口的10%以上，77类和88类甚至超过了15%，中国中间品进口拥有如此大的规模，足以说明，中国已经成为了“世界工厂”，大量的进口中间投入品进行加工组装后再将制成品出口到其他国家和地区。
图1中国各类中间品进口占世界中间品总进口的比重
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
但是单凭中间品进口占世界中间品总进口的比重还不足以说明中国在加工装配方面所具有的优势，进口显性比较优势（RCA）指数则可以给出有力的证明。进口RCA指数是出口RCA指数的一种变形，当RCA指数用中间品的进口数据来进行计算，那么该指数可以用来判断一国在零部件组装上是否具有比较优势，公式为：
如果大于1则说明i国在j产品的装配上具有比较优势，反之，则说明i国在j产品的装配上具有比较劣势。
根据进口RCA指数的公式，可以计算出中国在涉及中间品加工装配的行业中是否具有比较优势，图2为2009年中国13类制造行业的进口RCA指数。
图22009年中国13类制造行业的进口RCA指数
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
从图2中可以看出，2009年中国73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件、87类——专业科学控制仪器、器具和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的进口RCA指数均大于1，说明中国在这些行业的加工装配上是具有比较优势的，与图1相对应的，这些行业的中间品进口占世界总进口的比重也是最高的。
三、中间品进口对中国制造品出口影响的实证分析
通过前面的分析可以看出，中国的中间品进口规模巨大，且在一些制造行业的加工装配上具有比较优势，这些都会对中国的制造品出口产生直接的影响，从而导致中国的对外贸易顺差大幅增加。那么，中间品进口究竟在多大的程度上影响了中国制造品的出口，本文采用实证分析的方式进行研究。
下面利用1987-2009年的相关数据，采用面板数据模型分析中间品进口对中国制造品出口的影响，计量模型设定
Log表示对数值，相关指标的定义和数据来源见表1。
表1变量定义及数据来源
经过前一部分的分析可以知道，中国的中间品进口额和进口RCA指数均可以用来衡量中国中间品的进口规模，而这两个指标存在一定的相关性，将这两个指标分别代入模型进行面板数据回归，既可以测算中间品的进口对中国制造品出口的影响，又可以检验模型的稳定性，因此设置了两个结构相同的模型。由于中国的制造品出口受供给和需求两方面因素的影响，供给方面的影响可以用中国的GDP来衡量，而需求方面的影响则与中国贸易伙伴国的经济发展密切相关，因此在该模型中加入了中国主要贸易伙伴国的加权GDP作为解释变量，计算方式是将2008年中国出口额排名前25位的目的国家或地区的GDP进行加权。人民币的实际有效汇率是影响中国出口的重要因素，因此也需要将这一解释变量置于模型中。
为避免序列自相关性的影响，在模型估算中对对数数据进行了一阶差分，在以下表格中为简洁起见，PC即表示中国中间品进口额对数值一阶差分后的指标，其他指标类似。经检验，模型采用随机效应，实证结果如表2所示。
表2中间品进口对中国制造品出口影响的实证结果
注：，，分别表示1%，5%和10%水平下显着，括号中数值为t值。
对比两个模型的实证结果可以看到，各变量系数相对稳定且差异不大，说明模型结构较为稳定。中间品进口对中国制造品出口的影响反映在PC和RCA的系数上，结果表明中间品进口以及进口RCA指数对中国制造品出口存在显着的正的影响，也就是中间品进口的增加和进口RCA指数上升都将显着的促进中国制造品出口的增加。中间品进口增加1%，中国制造品出口将增加0.35%，而进口RCA指数上升1%，中国制造品出口将增加0.11%。这一结果足以证明，中国在国际生产网络中所扮演的加工装配地的角色导致了中国制造品出口的大量增加。中国的GDP和中国主要贸易伙伴国的加权GDP同样对中国制造品的出口产生正的影响且非常显着，特别是主要贸易伙伴国的GDP,每变动1%,都会带来中国制造品出口大于1%的变动，说明外需是中国出口的重要影响因素。人民币实际有效汇率对中国制造品的出口存在显着的负的影响，即人民币的升值会导致中国制造品出口的下降，结果符合预期。
进口贸易数据范文第3篇
摘要
本次核对研究涵盖了2000年、2004年和2006年的双边货物贸易统计数据。主要发现和结论如下:
一、无论是东向贸易(中国出口至美国)还是西向贸易(美国出口至中国),虽然双边贸易规模及统计差异在不断扩大,但差异率(统计差异绝对值占相应进口额的比率)却在不断下降。这说明如果剔除贸易规模扩大的影响,双边的贸易统计差异实际上在逐步缩减。
二、双边贸易统计的最大差异来自东向贸易,约占整体统计差异的80%～90%。近年来,东向统计差异随双边贸易规模的增长而不断扩大。2000年～2006年,美国自华进口从1 001亿美元增至2 878亿美元,增长187%;中国对美出口从521亿美元增至2 035亿美元,增长291%。同期,东向统计差异从480亿美元扩至843亿美元,西向统计差异从61亿美元减至40亿美元。由于东向统计差异占比较大,工作小组重点对其进行了研究。
三、造成东向统计差异的原因,可能源于数据加工和处理过程中的概念性和方法论差异。主要包括:统计上的地域概念差异、记录时间差异、出口统计中是否包含“再出口”数据。但这些差异对双边统计差异的净影响不大。为深入研究双边统计差异问题,工作小组分别对东向贸易中的间接贸易和直接贸易进行了研究。
──东向间接贸易是指从中国起运的货物,在中转国(地区)进行商业交易后再转运至美国。近年来,间接贸易在双边东向贸易中的比重逐步下降,但2006年,其造成的统计差异仍然高达东向整体统计差异的52%。尽管中美贸易统计均遵循联合国的伙伴国属地原则,但由于进口按原产地统计、出口按可知目的地统计,双边的贸易统计难免会产生差异。主要包括两种情形:当货物经第三方转口时被深加工、再包装或转卖加价而产生增加值;或者中国企业在出口报关时不知美国为其货物的最终目的地,报作对中转地的出口,但美方按原产地规则记作自中国的进口。大部分间接贸易主要经由香港转口,但其所占比重正逐年下降;经由其他地区的间接贸易规模及其导致的统计差异在持续增长。
经测算,在东向间接贸易中,2000年、2004年及2006年,由以上原因导致的统计差异分别为289亿美元、327亿美元和441亿美元。
──东向直接贸易是指从中国起运的货物,未经停其他国家(地区)进行商业交易而直接出口至美国。2006年,直接贸易统计差异约占东向整体统计差异的48%。研究发现:双方报关价格不同是导致东向直接贸易统计差异的重要原因;美方进口报关价格高于中方出口报关价格,是直接贸易统计差异中一个可量化因素。从中国出口的货物在运抵美国途中,所属权有可能发生变更。相对于一般贸易商品,这种情况在加工贸易商品中更经常发生。较高的美国进口报价体现了商品的加价行为,并没反映出所属权的变更。
为找出量化此部分差异的方法,工作小组对若干技术问题进行了深入探讨。经测算,在东向直接贸易中,2000年、2004年及2006年,因报价不同导致的统计差异分别为132亿美元、194亿美元和210亿美元。
──综上所述,工作小组对东向统计差异的原因进行识别,并量化估算了其对整体统计差异的影响。对统计数据进行估算调整后,研究年度内的双边统计差异显著缩小:2000年,两国官方公布的东向统计差异为480亿美元,对能够解释的差异进行调整后,统计差异缩减为75亿美元;2004年和2006年,统计差异分别由原来的718亿美元、843亿美元调减为235亿美元和242亿美元。三年中每年的留存差异率(即工作小组未作解释的东向剩余统计差异在美国自华进口额中的比率)均在8%～12%区间。
四、鉴于西向贸易统计差异占整体统计差异的比重较小,小组未对西向贸易数据进行直接贸易和间接贸易的区分处理,仅对概念性和方法论导致的统计差异进行了研究。结果表明:两国计价方式不同(中国进口采用CIF “到岸价格”计价,美国出口采用FAS“舷边交货价”计价)是导致西向贸易统计差异的主要原因。
正文
一、概述
(一)研究背景
1994年,第8届中美商贸联委会曾设立统计小组,对双边货物贸易统计差异问题进行核对研究,以解释和量化两国官方统计数据之间存在的差异。该项研究的初衷,源于两国公布的统计数据之间存在超乎寻常的巨大差异。自20世纪90年代以来,中美双边贸易显著增长,贸易统计差异也随之扩大。据中方统计,1993年～2006年间,两国贸易额从277亿美元增至2 627亿美元,对美顺差从63亿美元增至1 443亿美元;据美方统计,同期两国贸易额从403亿美元增至3 430亿美元,对华逆差从228亿美元增至2 326亿美元。
为深入了解近期形势变化下双边贸易统计差异的成因,在2004年4月举行的第15届中美商贸联委会上,双方商定再次成立贸易统计工作小组,作为联委会下一个合作磋商机制,对贸易统计差异问题共同进行核对研究并互换意见。中方成员单位包括中国商务部和海关总署,美方成员单位包括美国商务部和贸易代表办公室。
(二)研究范围
该项研究的目的,旨在找出两国官方数据产生统计差异的原因,促进数据使用者对双边贸易统计差异成因形成共识。这些差异可能来自数据收集和处理过程中的概念性和方法论差异。工作小组研究的重点是识别并量化双边统计差异的主要成因。数据核对工作中所进行的调整,既不意味着任何一方的贸易统计制度有误,也不表示要对任何一方公布的官方数据进行修订或更正。
研究核对内容为2000年、2004年和2006年中美官方公布的货物贸易统计数据,具体包括:商品协调制度编码、起运地/运抵地、运输方式和其他信息。
(三)研究方法
尽管中美两国都遵循联合国货物贸易统计制度,但并不意味着相互的进口和出口数据能够吻合,计价方式、伙伴国属性等因素均会导致双边统计差异。比如:国际运费和保险费计入中国的进口统计,但不计入美国的出口统计。
转口贸易,特别是途径香港的转运,对双边数据的比对影响可以量化。中美两国均将原产地作为进口统计依据,把出口所知目的地作为出口统计依据。在中美之间途经香港的贸易中,出口时所知目的地通常被报作是香港,然而当货物最终进口至中国或美国时,进口国会根据原产地规则进行统计,这时统计的“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与方法论差异,统计差异依然存在。与西向贸易相比,东向贸易的统计差异尤为显著,故工作小组将其作为研究重点。工作小组将东向贸易分为两部分以研究相关统计差异:(1)直接贸易,是指从中国起运的货物,未经停其他国家(地区)进行商业交易而直接出口至美国;(2)间接贸易,是指从中国起运的货物,在中转国(地区)进行商业交易后再转运至美国。详见下文。
二、东向贸易
中美官方贸易统计的最大差异来自东向贸易。研究年度内,中国出口数据与美国进口数据间的差额在持续扩大,但差异率(双方统计差异与美国自华进口额的比率)已有所下降。2000年、2004年及2006年,东向贸易统计差异分别为480亿美元、718亿美元及843亿美元,分别占相应年份整体统计差异的88.7%、87.8%和95.5%(见表1)。
如表1所示,尽管差异率从2000年的47.9%下降至2006年的29.3%,显示统计差异可能在缩减,但由于双边贸易量的增长,2006年843亿美元的统计差异仍较往年高出许多。
(一)统计方法及概念定义性差异(已知及可量化部分)
1.统计辖区差异
美国将波多黎各和美属维尔京群岛视为美国海关关境区域,中国将其视为单独行政区域。因此,中国在出口统计中将其单独列出,未包含在与美国的贸易统计之中。根据美方统计,2000年、2004年和2006年,以上两地自华进口额分别为2亿美元、4亿美元和7亿美元。
2.运输时滞差异
运输时滞差异是指因商品跨年度运输而对双方统计造成的差异,往往由长途海运造成。以美国进口统计中的出口和进口日期为依据,工作小组测算:2000年、2004年和2006年,运输时滞导致的统计差异分别为9亿美元、20亿美元和27亿美元。
3.中国再出口差异
中国出口统计中包括非原产于中国但经中国再出口至美国的货物。美国将这些货物统计为自原产地而非中国的进口。据中方统计,2000年、2004年和2006年,中国再出口货值分别为10亿美元、24亿美元和30亿美元。
4.其他差异
除以上差异外,东向贸易中还存在其他可能的统计差异,比如美国对中国商品的再出口(见附录2)。由于此部分差异的信息不全,工作小组没有尝试对其进行估算调整,但这并不排除其造成东向贸易统计差异的可能性。
(二)直接贸易差异
自20世纪90年代双方进行首次核对研究以来,中美之间的直接贸易显著增长。据中方统计,研究年度内,直接贸易方式在中国对美出口总值中的比重,由2000年的71%上升至2004年的84.5%、2006年的88.7%;美方统计的比重,则由2000年的56%上升至2004年的73.5%、2006年的76.7%。
研究年度内,大约50%的东向统计差异由直接贸易造成。加工贸易商品在直接贸易中占比较高(据中方统计,2006年占60%),这些商品通常因中间商加价行为导致美方的进口报关价格高于中方的出口报关价格。通常的做法是:中国企业从境外(也包括美国)进口原辅材料、零配件、包装物料等,经加工或装配后,再将产品出口至美国。中国加工企业通常通过中间商接收订单并将加工后的商品转卖给美国买家。因此,中国加工企业的出口报关价格往往是中间商的较低买进价格,而美国买家的进口报关价格则是经中间商加价后的较高卖出价格。除此之外,可能还会有其他原因导致直接贸易统计差异,但工作小组此次没有进行探究。
中美双方都没有足够的信息来识别被中间商购买和转卖的直接贸易交易商品。工作小组曾将中方直接贸易出口信息与对应的美方进口信息进行抽样比对,但主要由于两组信息不能一一对应,无法从中得出关于直接贸易统计差异成因的结论。然而,两国的非官方信息均支持以下推论:在涉及加工贸易商品的交易中,直接贸易的运输有可能通过中间商来安排并进行。
经工作小组估算(具体方法见附录3),加工贸易商品在直接贸易过程中经中间商转卖造成的统计差异分别为:2000年132亿美元,2004年194亿美元,2006年210亿美元。
(三)间接贸易差异
从中国出口的货物,可直接运抵美国,亦可经中间国(地区)进行商业交易后转运至美国。尽管中美两国均遵循联合国的伙伴国属地原则,转口贸易还是导致了统计差异,并成为双边贸易统计差异成因中的一个重要因素。主要包括以下情形:
1.货物经第三方转口期间,被重新加工或包装,形成新的增加值;
2.部分货物在出口报关时不知其最终目的地,因此被记作对中转地的出口。
以上情形均会导致美国的进口统计大于中国的出口统计。
虽然转口贸易是造成中美统计差异的一个重要原因,但其贸易规模自20世纪90年代以来持续下降。2000年～2006年间,据中方统计,间接贸易在东向贸易中的比重从28.9%下降到11.3%,美方统计的比重则从44%下降到23.3%。然而,间接贸易导致的统计差异仍占东向整体统计差异的一半左右。因此,间接贸易仍被认为是造成东向贸易统计差异的一个重要因素。
工作小组同时发现,在东向贸易统计差异中,香港转口因素导致的差异比重正不断缩小,经由其他地区的转口贸易规模及其统计差异在逐年扩大。据统计,经香港转口导致的差异占东向整体差异的比重已由2000年的49.7%降至2006年的25.8%;经其他地区转口导致的差异比重则从2000年的10.6%升至2004年的17.6%、2006年的26.5%。
1.经香港的转口差异
如前所述,中国商品在经香港转口到美国时,除非商品性质在香港发生了实质性改变,否则美国将此批货物连同增加值一同记作“自中国的进口”。此外,还有部分货物在中国出口报关时报作“对香港的出口”,实际上最后出口到了美国。以上两种情形均需做出调整。
经测算(具体方法见附录4),2000年、2004年和2006年,经香港转口导致的统计差异分别为239亿美元、201亿美元和217亿美元。
2.经其他国家(地区)的转口差异
此部分差异也包括两种情形:一是中国商品在出口美国时,经其他国家(地区)转口过程中产生了增加值;二是部分商品从中国出口时将中转地报作最终目的地,但最终进入了美国。
2000年、2004年和2006年,按美方统计,经香港以外地区进口的中国商品分别为55亿美元、130亿美元和228亿美元;按中方统计,以上相应年份,经香港以外地区转口到美国的商品分别为5亿美元、4亿美元和5亿美元。据此测算,经其他地区转口导致的统计差异大致为50亿美元、126亿美元和223亿美元。
(四)东向贸易统计差异调整结果
综合以上研究结果,工作小组将双边东向贸易统计差异调整如下(见表2):
三、西向贸易
就规模而言,西向贸易较东向贸易小很多,差异情况也大致如此。研究年度内,西向平均差异低于70亿美元,东向平均差异则较其大10倍,几近700亿美元。尽管西向统计差异数值较小,但占西向贸易的比重一直很大,近年来才有所降低。2000年和2004年,西向差异率(双方统计差异占中国自美进口额的比率)约为25%左右,2006年下降至7%(见表3)。
(一)统计方法及概念定义性差异(已知和可量化部分)
1.统计辖区差异
美国将波多黎各和美属维尔京群岛视为美国海关关境区域,中国将其视为单独行政区域,调整时应从美国出口额中剔除。研究年度内的3年数值都很小。据美方统计,2000年、2004年和2006年,以上两地对华出口额分别为0.15亿美元、0.74亿美元和1.03亿美元。
2.航运费用差异
中国进口统计采用到岸价格(CIF)计价,其中包括保险费和运输费;美国出口统计采用舷边交货价(FAS)计价,不包括以上两项费用。为解决两国因对国际航运费用进行不同处理而产生的统计差异,工作小组对中国进口数据进行了调整。
鉴于美国、中国的西向贸易统计均未对航运费用进行直接计算,工作小组采用了估算方法。美国在东向贸易进口统计中有关于“货物航运费”的单独记录,因此可用“航运费与FAS进口额之比”来估算西向贸易的运输费用。该比值比较稳定,研究年度内均在7%左右。
由此推算,2000年、2004年和2006年,双方由于计价方式不同而产生的统计差异分别为12亿美元、24亿美元和39亿美元。
3.美国再出口差异
美国出口统计中包含非原产于美国、但经美国再出口到中国的货物;中国的进口统计将其记作自原产地而非美国的进口。既然此部分货物不是“美国商品”,应将其从美国出口数据中剔除。
据美方统计,研究年度内,西向再出口货值占美国出口总额的比重一直在6%左右。2000年、2004年和2006年,美国再出口货值分别为9亿美元、21亿美元和36亿美元。
4.修理费用差异
美国把修理货物的费用计入其出口额,但中国没把此类贸易统计在其进口项下,因此应将修理费用从美国出口数据中剔除。
据美方统计,2000年、2004年和2006年,对华出口的“货物修理费用”分别为0.76亿美元、1.03亿美元和1.46亿美元。
5.其他差异
鉴于西向贸易统计差异占整体统计差异的比重较小,且缺乏运输时滞以及区分间接贸易和直接贸易的数据,工作小组未对这些因素做尝试量化调整。然而,这并不排除其造成西向贸易统计差异的可能性。
(二)西向贸易统计差异调整结果
西向贸易研究结果只解释了西向统计差异的一小部分(见表4),其原因是在研究年度内,对美国出口数据中的“再出口”调整几乎与中国进口数据中的“航运费”调整相抵消。另外,由于西向统计差异相对较小且逐渐下降,加之量化调整所需数据难以获取,一些概念和定义性差异以及转口贸易差异只是被特别点明,而未做量化调整。调整后的留存差异率在7%～27%之间。
四、结论
通过对中美贸易统计数据及相关信息的比对研究,工作小组找到了双边贸易统计差异的主要特征及其成因,并尽可能对可量化的统计差异进行了调整。有关结论如下:
(一)虽然中美贸易规模在逐年扩大,但东向及西向贸易的差异率均在不断下降。2000年、2004年和2006年,东向贸易的差异率由47.9%下降至36.5%、29.3%,西向贸易的差异率由27.3%下降至22.2%、6.7%。这说明若不考虑贸易规模增长的影响,双边的统计差异实际上在逐步缩减。
(二)中美贸易统计的最大差异来自东向贸易。研究年度内,东向统计差异约占整体统计差异的80%～90%。也就是说,美方统计的自华进口额远大于中方统计的对美出口额,而对应的美国对华出口额与中国自美进口额则比较接近。随着双边贸易规模的不断扩大,东向贸易统计差异亦不断增多。因此,工作小组重点对东向贸易统计差异进行了核对研究。
(三)工作小组分析了东向贸易统计差异的成因,主要发现包括:
1.东向直接贸易(从中国起运的货物,未在其他国家或地区进行商业交易而直接运抵美国)导致的统计差异占东向整体统计差异的近一半。究其原因,主要是由于加工贸易商品在其中占很高的比重(按中方统计,2006年为60%),并因中间商加价行为导致美方的进口报关价格高于中方的出口报关价格。2000年至2006年,随着东向直接贸易比重的不断增大,其导致的统计差异也随之增多。
2.转口贸易及其增加值也是造成双边统计差异的重要原因。近年来,虽然转口贸易在双边贸易中的比重大幅下降,但其导致的统计差异仍然占整体统计差异的近一半。其中,经香港转口的差异影响最大,但近年来已逐渐减弱。
3.双方统计差异还来自于数据加工处理过程中的统计方法和概念定义的不同,主要包括统计辖区差异、运输时滞差异、中国再出口差异等等。由于这些因素相互抵消,它们对双边统计差异的净影响不大。
(四)鉴于西向贸易统计差异占整体统计差异的比重较小,而且缺乏转口运输及运输时滞等数据,工作小组仅从统计方法及概念定义性差异方面,对西向贸易中已确定和可量化的统计差异进行了研究。结果表明:两国计价方式不同(中国进口采用CIF计价,美国出口采用FAS计价)产生的差异是西向贸易中的最大差异,但与“美国再出口”导致的差异相抵后,对整体差异的影响很小。
附录1:
附录2:
关于美国对华商品再出口的说明
美国可能会作为中转国,将原产于中国的商品再出口至其他国家或地区,如加拿大或墨西哥。在这种情况下,尽管双方均遵循联合国的伙伴国属地原则,但仍会产生统计差异。由于美国按原产地(中国)统计进口,中国按最终目的国(比如加拿大或墨西哥)统计出口,因此美国的进口数字可能高于中国的出口数字。
美国不统计再出口到墨西哥或其他国家(地区)的货物原产地信息。但根据美国和加拿大签订的数据交换协议,可获知美国再出口到加拿大且原产于中国的商品信息:2000年、2004年和2006年,分别为10亿美元、24亿美元和30亿美元。
鉴于美国对华商品再出口的信息不完整,工作小组没有尝试进行估算调整。
附录3:
直接贸易中加工贸易商品增加值测算方法
对于中国直接出口到美国的加工贸易商品,美国统计的进口价值可能会高于中国统计的出口价值。这是由于这些货物在出口后可能被中间商购买,随后以更高的价格转卖给美国买家,以上加价没有被计入中方出口统计,但被计入了美方进口统计。这是导致中美贸易统计差异的一个重要因素。
这些商品的增值率,是指美国进口值与经价格调整后的中国出口值之间的比率。计算直接贸易中加工贸易商品增加值的方法,参照的是香港转口增加值的测算方法(见附录4)。公式如下:
出口调整值=中国加工贸易商品出口单价×美国进口数量
加工贸易出口调整值=出口调整值×加工贸易比重
增值率=∑加工贸易出口调整值/∑美国进口值
=(这些商品单价×商品数量)之和/美国进口值
根据计算得出的增值率,可推导出直接贸易中加工贸易商品的增加值:
增加值=(增值率-1)×货物进口值
以上增值率的计算依据及数据来源,主要包括:
(1)使用中方统计的对美直接贸易出口中,加工贸易占比50%以上的HS6位码商品数据,以及对应的美方统计的6位码进口数据。由于美国统计中不能区分出加工贸易方式,因此工作小组使用了50%这一阀值来估选对应的美国进口统计中的加工贸易商品。
(2)对直接贸易中加工贸易商品调整值的计算,基于中方货物的单价及美方的进口值。
(3)测算范围包括报关单价可获且调整值低于美方进口值的HS6位码商品。工作小组认为HS6位码商品报关价格造成的差异调整值不应大于相应的美国进口值,所以在实际计算中剔除了一些不合理的商品编码。
附录4:
香港转口增加值测算方法
经香港转运至美国的中国货物,其价值通常高于香港自中国内地进口时的价值。这是因为货物在香港被进一步加工后产生了增加值,或转运商为逐利而抬价。这部分增加值或抬价没被计入中国的出口统计,但被计入了美国的进口统计。这是导致中美贸易统计差异的一个重要因素。
此处所指的转口增值率,是指“经香港转运的中国货物的价值”与“香港从中国内地进口时的价值”相较后的增长率。即:香港转口值中所包含的香港增加值的比率。其计算公式如下:
根据计算得出的转口增值率,可按如下公式计算经由香港转口的增加值:
增加值=(增值率-1)×转口货物的进口值
关于转口增值率的计算依据及数据来源,主要包括:(1)使用香港统计的商品进口及转口数据;(2)比较香港自中国内地的进口单价与转口中国内地货物到美国的单价变化情况;(3)计算可获得单价信息的HS6位码商品。
(文章来源:商务部网站)
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进口贸易数据范文第4篇
论文关键词：反倾销，寒蝉效应，贸易自由化，GMM检验，动态面板数据
一、引言
反倾销是世界贸易组织所认可的用于维护国际经济秩序、保护本国产业免受不合理侵犯和对付不公平竞争的合法且有效的措施。中国加入WTO后，确实享受到WTO成员开放市场的好处，对外贸易依存度不断提高，反映了中国经济发展更加国际化和全球化。但中国也在逐步降低关税并逐步取消非关税措施，使中国国内市场面临更趋激烈的竞争。近年来，许多跨国公司纷纷以低价战略进军中国市场，使中国面临着遭受倾销损害的严重局面。自1997年对美国、加拿大、韩国的新闻纸首例反倾销以来，我国已成为发展中国家运用反倾销措施来保护本国产业的重要使用者。截至2010年10月1日，中国发起的反倾销调查共涉及26个国家和地区，主要集中在韩国、日本、美国、台湾、欧盟、俄罗斯等，这些国家都是中国的主要贸易伙伴。此外我国对外反倾销还呈现出立案数大幅增加、涉案产品高度集中、征税结案率高和反倾销终裁税率较低等特点。在目前已终裁的172件反倾销案件中，因申诉人撤销申诉终止调查案件占11件，因被调查产品未对国内产业造成实质损害而终止调查的案件占22件，而做出肯定性终裁案件的高达139件，占全部已仲裁案件的80.8%。无论是反倾销立案、临时措施与出口国达成的价格承诺协议，还是最终实施5年甚至更长期的反倾销税，在消除进口对国内产业造成损害的同时，也会因反倾销税措施的实施对双边贸易产生错综复杂的影响。本文主要通过建立寒蝉效应模型来分析中国反倾销的贸易效应，评价中国实施反倾销措施和贸易自由化对中国进口贸易的影响。
二、文献综述
(一)国外相关研究文献
可能是受限于资料的获取和研究者的立场，关于反倾销贸易效应的实证分析长期以来都以美国和欧盟反倾销为样本。
Staiger andWolak(1994)提出了反倾销的三种“非关税效应”，即调查效应、中止效应和撤诉效应，并使用较为复杂的计量模型分析美国1980-1985年采取反倾销措施和进行反倾销调查对进口和国内生产造成的影响，结果表明反倾销申诉的存在和征收反倾销税都对被诉国起到“贸易破坏效应”。同时发现企业反倾销申诉的目的是追求反倾销调查效应和贸易破坏效应。
Prusa(1996)根据1978-1993年间109个被否决的反倾销案和126个终裁征税案的相关数据(海关协调编码制下的5位税则号数据)，就反倾销对被诉国、非被诉国以及涉案产品进口贸易的影响使用最小二乘法进行了面板数据回归分析，结果证明了反倾销的调查申诉和反倾销税的征收都对被诉国的出口造成显著的负面影响，当反倾销税较高时负面影响更显著。同时也证实了“贸易转移效应”的存在，即使反倾销申诉最终被裁定征收低额反倾销税或者案件被驳回，贸易转移效应依然存在。Brenton(2001)以Prusa(1996)的方法为基础毕业论文题目，对1989-1994年间欧盟涉及到98个反倾销案和47种产品进行分析，以立案当年为基期，立案前两年、立案后4年共七年的时间跨度内区别分析了反倾销措施对于被诉国、欧盟组织中的非被诉国和其他非被诉国的影响，发现了贸易转移效应的存在。
Krupp andPollard(1996)通过建立“市场模型”，引入衍生需求变量、化工生产指数、实际汇率和季节性虚拟变量，利用1976-1988年美国化工行业17种涉案产品的月度数据，分析了反倾销申诉、初裁、终裁三个时间点前后6个不同阶段涉案产品进口量的变化情况。对肯定性终裁、否定性终裁、否定性初裁和撤诉的四种不同裁决结果的贸易破坏效应进行了比较分析。结果表明，对绝大多数产品而言，不论终裁的结果如何，反倾销调查也往往会使涉案产品的进口量减少，即存在所谓的“调查效应”。
Konings andVandenbussche(2005)利用涉及1992-2000年欧盟大约4000个涉案产品的进口横截面数据，对比了反倾销调查实施前后国内产品价格上涨的情况，证明了反倾销保护措施的价格效应存在的条件——即只有在贸易转移效应特别大的情况下，才可以抑制价格的上涨。Konings andVandenbussche(2008)使用全要素生产力函数根据欧盟企业数据实证分析了反倾销措施对于国内进口竞争性企业的生产力的影响。实证结果表明，企业生产力在反倾销保护时期会适度地提高，但低于那些未受反倾销影响的案件。同时，国内落后的企业在反倾销保护期间生产力水平得到提高，尖端企业的生产力会遭受损失。
Khatibi(2009)根据1997-2002年欧盟立案的194个反倾销案的相关数据，每个案例分析了立案前一年、立案当年、立案后调查期间(平均12个月)和实施措施期间，共达8年的反倾销长期效应。结果表明反倾销措施会带来贸易转移效应，并显著存在于欧盟内部成员国之间。进一步利用显示性比较优势指数，指出反倾销措施对处于比较劣势的产品最有效，将使之从被诉国的进口明显地减少(贸易破坏效应)，且贸易转移效应亦不存在。
近年来，由于反倾销案件资料获取的相对容易和发展中国家对外反倾销的增加，以发展中国家反倾销为样本的研究不断增加，且样本更为庞大。Durling和Prusa(2006)通过建立固定效应模型和GMM模型，定量分析了1996-2001年142个出口国和112个进口国的热卷钢反倾销措施的贸易效应。发现反倾销措施对被诉国的贸易破坏效应显著存在，但是对非被诉国的贸易转移效应并不显著。
Feinberg andOlson (2005)首次实证分析了关税自由化在反倾销措施蔓延中扮演的角色，主要研究了乌拉圭回合签订的关税减让承诺与1996-2003年间24个国家反倾销申诉增加之间的关系，实证结果表明发展中国家增加的反倾销措施与关税减让有关，而传统使用反倾销的国家随着贸易自由化的进程反而减少了反倾销的使用。
Moore andZanardi(2008)分析了29个发展中国家和7个发达国家1991-2002年间贸易自由化(减少关税)与使用反倾销措施之间的关系，结论表明对于发展中国家反倾销措施的重要使用者，削减关税将导致反倾销措施的使用机会增多。如果关税标准差下降一个单位，会导致这些国家反倾销申诉的概率增加32%，但该结论不适用于其他发展中国家和发达国家。
Bown andTovar(2009)对印度反倾销与贸易自由化关系进行了实证分析，发现印度关税每增加一个标准差(贸易自由化的衡量标准)会使反倾销申诉和保障措施得概率提高50%。
Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年全球反倾销样本，使用了121个出口国和58个进口国贸易流量的年度数据，建立引力模型定量分析了反倾销措施对贸易流量的影响。并根据采用反倾销法的时间、每年度反倾销立案的数量和措施强度将这些国家划分为传统强硬型使用者、传统微弱型使用者、新兴强硬型使用者和新兴微弱型使用者四类。通过实证分析该四类反倾销措施使用者对进口贸易破坏效应的影响，表明全球范围内反倾销措施的迅速扩散具有“寒蝉效应”，由此所带来的贸易流量的减少是不可忽略的，反倾销措施的实施每年大约减少7.8%的进口贸易量，很大程度上抵消了贸易自由化的作用。
(二)国内相关研究文献
中国学者研究大部分集中于中国对外反倾销所带来的贸易转移效应、贸易限制效应和贸易救济效果等方面，至今尚未有学者关注反倾销措施与贸易自由化对于进口贸易的影响。鲍晓华(2007)以Prusa(1996)的方法为基础，利用1997 —2004 年中国反倾销案例8位数税则号的涉案产品数据，考察了反倾销措施引起的被诉国和非被诉国的贸易模式的变化，在此基础上提出了反倾销救济效果的证据。检验结果表明，中国反倾销措施对被诉国的进口有明显的“贸易破坏效应”。
还有学者发现，中国对外反倾销存在贸易转移效应，即当一个进口方实施反倾销措施后，被诉国的出口会减少，但从其他非被诉国的进口增加，最终导致在实施反倾销措施的同时，进口方对该商品的进口并未减少，只是改变了进口方向。沈瑶、王继柯(2004)通过分析了中国丙烯酸酯两次立案进口量和价格的变化，发现针对部分出口国的反倾销措施会导致进口从被诉国转向非被诉国，在一定程度上会削弱反倾销措施对本国进口竞争产业的保护作用。
冯宗宪、向洪金(2010)在Krupp and Pollard(1996)模型的基础上毕业论文题目，利用2002-2007年欧美国家对华纺织品反倾销涉案产品的月度数据，考察了欧盟和美国对华反倾销中不同阶段的贸易破坏效应、贸易转向效应和贸易偏转效应的存在性。结果表明，对华反倾销措施不仅导致了申诉国从中国的涉案产品进口量减少和进口于韩国、印度等竞争国同类产品的增加，且使中国涉案产品向第三方市场出口量增加。
三、反倾销贸易效应实证模型与结果分析
（一）模型的构建
Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年121个出口国和58个进口国贸易流量的年度数据，定量分析了反倾销措施对贸易流量的影响。在经典的引力模型的基础上引入反倾销的相应变量。研究结果表明反倾销法具有贸易破坏效应，全球范围内反倾销措施的迅速扩散具有“寒蝉效应”，由此所带来的贸易流量的减少是不可忽略的，很大程度上抵消了贸易自由化的作用。
本文借鉴Vandenbussche andZanardi(2006)的寒蝉效应模型，定量分析中国对外反倾销的贸易效应。为了准确考察反倾销措施对中国从被诉国的进口贸易额的影响，将传统的标准时间序列模型或静态面板数据模型扩展为动态面板数据回归模型，即在解释变量中包含因变量的一阶滞后值，具体模型可表述为：
（1）
关于解释变量的含义、对因变量的理论预测影响(预期符号)及说明见表1。需要特别注意一下三点：1、反倾销立案数量和反倾销实施措施数量，用和表示，由于在某些年份中国对欧盟、台湾和其他一些国家和的反倾销立案数和反倾销肯定性措施数为零，均加上1，可以避免对其取对数后，其值不存在。另外反倾销的立案数的滞后一期作为解释变量，由于反倾销立案对贸易的影响存在滞后性；而反倾销立案与最终终裁之间存在较长的一段时间（一般为12个月至18个月），直接以当年反倾销措施数作为解释变量。2、固定效应和一阶差分GMM检验中，距离会导致多重共线性问题，本文不再考虑该变量。3、汇率，以往研究发现名义汇率的变动和实际汇率的变动高度相关，本文据此直接采用数据最容易收集的名义汇率代表汇率风险。另外由于国际贸易的签约和实际交货并不是同时进行，汇率波动的风险不会立即影响到当年的进出口，我们假设期间的时滞为1年，用来表示。
表1 解释变量的含义、预期符号和理论说明
解释
变量
含义
预期
符号
理论解释
滞后一期的进口额(美元)
+
代表中国从被诉国或地区进口额的滞后一期，滞后一期规模越大，贸易流量越大
中国的名义国内生产总值(亿美元)
+
代表中国（进口方）的经济规模和进口需求能力，国内生产总值越高的国家，贸易流量也越大
被诉国或地区的名义国内生产总值(亿美元)
+
代表被诉国或地区的经济规模和出口供给能力，国内生产总值越高的国家，贸易流量也会越大
中国的人口数(百万人)
/
中国（进口方）人口越多，对进口贸易需求越大；另一方面，人口的增加，使得国内分工深化，减少贸易量
被诉国或地区的人口数(百万人)
-
出口国家或地区人口增加，为满足本国需求，而减少出口贸易量；另一方面，人口增加，使得国内分工深化，减少贸易量
滞后一期的中国对外反倾销立案数量
-
代表中国对该被诉国或地区发起发倾销立案调查的数量，由于调查效应的存在，将减少贸易量
肯定性终裁或签订价格承诺协议的反倾销措施数量
-
代表中国对该被诉国或地区实施肯定性终裁或签订价格承诺协议，由于反倾销税或价格承诺协议的存在，将减少贸易量
对外开放度，以中国（进口方）进出口总额与其国内生产总值之比（%）表示
+
反映中国（进口国）对国际市场的依赖程度，对外依存度越大，贸易流量越大(一般地，进口国经济对贸易的依赖程度越高，其进口贸易水平也越高)
虚拟变量，当双方均属于WTO成员时，取值为1，否则取值为0
+
当进出口双方属于同一贸易集团时，由于贸易优惠政策的存在，双边贸易量将上升
以100单位的人民币为标准，表示其他国家或地区的货币
进口贸易数据范文第5篇
【关键词】汇率；汇率波动；进出口贸易；综述
一、人民币汇率及其波动对我国整体进出口贸易影响的研究
（一）采用协整分析方法研究人民币汇率及其波动对我国进出口贸易影响
卢向前，戴国强（2005）选取1994-2003年月度数据，运用协整向量自回归模型研究人民币实际汇率波动与我国进出口的长期关系，结果表明人民币实际汇率波动对进出口存在显著影响，ML条件成立，存在J曲线效应。曹阳，李剑武（2006）选取1980-2004年数据，使用AR-GARCH模型测度汇率波动性，采用E-G两步法研究人民币实际有效汇率波动与我国进出口贸易的影响，认为汇率波动的增加在短期对我国进出口贸易影响不大，但在长期，随着汇率波动的增加我国出口量将会减少而进口量则会增加。张进铭，周才云（2007）运用邹至庄检验对1980-2005年样本数据进行参数稳定性检验并分为1980-1993年和1994-2005年两阶段进行分析，结果表明，只有在1980-1993年我国出口贸易与人民币汇率波动存在长期协整关系；人民币汇率波动与进口贸易不存在格兰杰因果关系，与出口贸易存在单向格兰杰因果关系；汇率的正向冲击对进口和出口贸易影响均为正，其中，对出口贸易影响较强烈而对进口贸易影响较微弱。谷宇，高铁梅（2007）选取1997年1季度-2006年3季度数据，采用GARCH模型测度汇率波动性，使用E-G两步法进行分析，结果表明，在短期，人民币实际有效汇率波动对进出口均表现为负向冲击且对进口的冲击效应更大；在长期，人民币实际有效汇率波动对进口表现为正向冲击而对出口则表现为负向冲击，且人民币实际有效汇率波动的扩大可在一定程度上降低我国贸易顺差。周才云，曹泰松（2008）选取1980-2005年数据进行分析，认为我国进出口与汇率存在长期协整关系，汇率波动对出口贸易影响较大而对进口影响较微弱。胡晓（2009）选取1985-2007年数据对中美贸易进行协整分析，结果表明，人民币贬值对我国出口产生正向作用而对进口产生负作用，认为现阶段人民币升值可在一定程度上削减美国对中国的巨大贸易逆差。黄锦明（2010）选取1995年4季度-2009年4季度数据，利用GARCH测度汇率波动性，采用E-G两步法研究人民币实际有效汇率及其波动对中国进出口贸易的影响。结果表明，进口贸易和人民币实际有效汇率在短期和长期均成负相关，而出口贸易仅在长期易受实际有效汇率波动的影响。李文懿（2010）选取1988-2006年数据研究人民币实际有效汇率及其波动对我国进出口贸易影响，认为进出口增长与汇率波动之间存在长期协整关系且汇率波动对出口贸易影响更为明显；出口贸易与汇率存在格兰杰因果关系；汇率提升在短期促进出口增长。谭越月，贾建华（2011）选取2005年7月-2010年10月数据研究人民币实际有效汇率对中国进出口贸易的影响，结果表明，人民币实际有效汇率与中国的进出口贸易之间不存在长期的协整关系且无格兰杰因果关系。李天峰（2012）选用2002年4月-2010年4月数据，使用GARCH模型测度汇率波动性，在汇率水平值变化和波动率变化两方面对中欧双边进出口贸易进行分析。结果表明，汇率波动在短期推动中国对欧元区的进口抑制出口，人民币贬值对中国进出口均具有推动作用；在长期，中国出口额随汇率波动增加而进口额随汇率波动减少，人民币升值对中国与欧元区出口均造成伤害且我国出口受伤害程度为欧元区6倍。许可（2012）选取2001年1月-2010年6月数据，采用AR-GARCH模型对汇率波动进行测度，选用E-G两步法研究人民币汇率波动对中国和东盟、日本、美国、欧盟、韩国、中国香港的进出口贸易的影响。结果表明，人民币实际有效汇率和多数贸易伙伴的出口长期成显著负相关，对与欧盟，东盟，香港出口短期有反向冲击作用，对韩国进口短期有正向冲击作用。
（二）采用其他方法研究人民币汇率及其波动对我国进出口贸易影响
1.采用OLS方法研究人民币汇率及其波动对我国进出口贸易影响
张毓卿（2009）选取1998-2007年数据进行分析，结果表明，人民币升值可导致我国进出口贸易额的反向变动，且人民币汇率波动对我国进口影响较大而对出口影响较小。邱礼海（2010）选取2005年3季度-2010年2季度数据进行人民币实际有效汇率对进出口差额的分析，认为人民币有效汇率指数与当期的进出口差额的负相关，存在J曲线效应。
2.采用最大似然法研究人民币汇率及其波动对我国进出口贸易影响
蒋竞（2007）选取1989-2004年年度数据，采用汇率的方差度量汇率波动性，对中美进出口与人民币汇率波动的关系运用极大似然法进行研究，认为我国出口总额和美国进口总额波动性与人民币对美元名义汇率的波动性正相关，我国进口总额和美国出口总额波动性则与人民币对美元名义汇率的波动性负相关，从而验证了汇率波动的价格转移机制的正确性。
3.采用其他方法研究人民币汇率及其波动对我国进出口贸易影响
周宇（2008）选取1992-2005年数据，采用不完全替代模型对人民币升值对我国进出口影响进行分析，认为人民币汇率与出口正相关且存在两年的滞后期，对进口的影响虽为正但并不显著。任再萍，张迎斌，姚大伟（2008）选取1986-2006年数据，运用皮尔逊相关系数对人民币汇率波动与我国进出口贸易相关性的研究，结果表明，出口增长率和汇率波动呈反向变动，进口增长率则与汇率波动同向变动。姜昱，邢曙光，杨胜刚（2011）选取1985-2008年数据，采用Hansen门限面板模型进行研究，结果表明，虽然在不同汇率区间均不存在门限效应，但在不同的汇率波动幅度下存在门限效应。单门限模型的研究结果表明，人民币升值并不会减少我国当前贸易收支情况，人民币贬值不会扩大我国贸易顺差；双门限模型结果表明，人民币升值率超过11.78%后将会减少我国国际收支。
二、人民币汇率及其波动对我国区域进出口贸易影响的研究
（一）人民币汇率及其波动对我国区域进出口贸易影响
姚允柱，张国强（2006）使用面板数据分析1981-2004年汇率变动对我国28个省际间进出口的影响，结果表明，汇率变动对我国区域间进出口的影响存在差异，我国整体及大部分地区的进出口贸易对汇率缺乏弹性，认为1992-2004年的市场发展使得我国出口对汇率变动开始变得敏感。
（二）人民币汇率及其波动对我国各地区进出口贸易影响
蒋洁芳（2006）认为广西进出口额不大且出口以农产品、资源型初级产品、纺织服装和瓷器为主，进口以工业产品作为原材料为主，汇率变化的影响是有限的，人民币升值虽然会缩小贸易顺差的规模，但不会改变市场格局和持续顺差的局面。邓超，章贤（2007）选取2001-2006年季度数据研究人民币实际有效汇率对湖南省进出口贸易的影响，结果表明，汇率波动对出口总体影响不大，对出口影响的时滞约为1年，对进口的滞后期约为半年；汇率波动对不同行业影响不同。孔晴（2008）认为人民币加速升值有利于甘肃省扩大进口，降低进口商品成本，增强进口企业在市场上的竞争力，迫使企业优化进出口商品的结构。缪露（2009）选取2005-2007年季度数据研究人民币汇率波动对江苏省进出口贸易的影响，认为汇率波动对进口和出口的影响存在不同程度的J曲线效应；对出口影响的时滞为5个季度，对进口为1个季度。指出，人民币升值并不能改变江苏省的贸易顺差状况，甚至仍会因江苏省以加工为主的贸易方式和以外商投资企业为主的贸易主体而使得顺差不断扩大。施芳芳（2009）分析1998-2008年相关季度数据，认为2005年7月汇改前汇率对广西进出口影响都较大，而汇改后影响较小，且汇率波动的影响存在J曲线效应。冯梅，刘思格，徐丹（2010）通过研究2005年7月-2010年6月人民币实际有效汇率与陕西省进出口的关系，认为陕西省出口对实际有效汇率具有显著的格兰杰影响，但实际汇率变化对出口没有显著的反馈作用。张文汇（2011）认为重启汇改后，人民币汇率波动幅度加大，人民币升值虽然没有改变河北省进出口恢复性增长的势头，但出口企业盈利能力有所下降；人民币升值预期将会促使企业调整财务及经营策略，虽然短期内会加大跨境资金流入的压力，但长期将有利于促使国际收支平衡。陈望远，蔡武（2012）选取2005年7月-2010年12月数据，运用协整向量自回归模型研究人民币汇率波动与广东省进出口贸易的关系，认为汇率波动对广东省进出口存在显著影响，ML条件成立，存在J曲线效应。
三、人民币汇率及其波动对我国不同行业进出口贸易影响的研究
白瑶，李坤坤（2008）认为由于我国加工型贸易产品主要是快速消费品，所以相对与汇率的变动，加工型出口贸易额的增长更取决于贸易对象的消费能力。任再萍，姚大伟，陈（2009）采用2005年8月-2008年3月数据研究人民币汇率波动对我国进出口企业的影响，认为人民币对各主要货币的汇率波动间存在相关性，劳动密集型产品的出口额变化与汇率波动之间存在显著负相关，总体上初级产品的进口与汇率波动呈现显著相关性，大部分工业成品对汇率波动无显著相关性。刘海月（2009）研究了人民币汇率波动对我国具体行业进出口的影响，认为人民币升值一方面可以降低我国进口依存度较高行业的大宗交易成本，改善相关行业的盈利状况；但另一方面降低了进口商品价格，对我国国内生产进口替代品的行业构成一定的威胁。由于我国目前的出口产品主要以初级产品和劳动密集型加工产品为主，人民币升值会抵消我国廉价劳动力的成本优势，使我国出口价扬量跌。李永宁，任强（2010）认为汇率波动对各行业存在差异，其中对制造业影响较重。马峰（2011）选取2001-2009年季度数据研究人民币实际汇率对我国钢铁行业进出口的影响，结果表明，汇率波动对我国的钢铁进出口贸易影响较大，在2005年7月-2009年1月间不存在J曲线效应。谭越月，贾建华（2011）对不同贸易方式进行分析，认为原料来自国内的贸易方式对汇率的敏感程度最大，汇率变动的贸易效果与进口原材料在出口生产中所占比重的高低成反比。刘婷婷（2011）选取2006年8月-2010年12月数据，利用GARCH模型测度汇率波动性，运用Johansen多变量协整模型研究人民币汇率波动对我国进出口贸易的影响，结果表明，人民币汇率波动会造成劳动密集型产品、资本和技术密集型产品、食品和资源密集型产品出口从长期来看增长率下降，其中，对食品和资源密集型产品的出口影响程度最大；人民币汇率波动对劳动密集型产品、资本和技术密集型产品进口增长率产生的影响中，对劳动密集型产品的影响程度最大。人民币贬值有助于我国进出口增长率上涨。
四、评述
回顾以往的研究可以发现，人民币汇率及其波动对我国进出口贸易造成影响的结论并不一致，有的与理论相符，有的则与之相悖，由此可见人民币汇率及其波动对于我国进出口贸易的影响尚无定论。此外，前人的研究主要集中在对我国整体进出口贸易的层面上，对于人民币汇率及其波动对于我国具体的地区和行业影响的研究仍然较少，因此，在这两方面进行人民币汇率及其波动影响的研究仍有较大的空间。
参考文献：
[1]卢向前，戴国强.人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994-2003[J].经济研究，2005（5）：31-39.
[2]张进铭，周才云.人民币汇率波动的贸易效应—基于1980-2005年的实证研究[J].理论探索，2007（6）：84-86.
[3]谷宇，高铁梅.人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析[J].世界经济，2007（10）：49-57.
[4]姜星，邢曙光，杨胜刚.汇率波动对我国进出口影响的门限效应[J].世界经济研究，2011（7）：36-42.
[5]刘海月.人民币汇率波动对我国进出口的影响——基于具体行业的分析[J].金融，2009（11）：91-94.
进口贸易数据范文第6篇
关键词： 进口；经济增长；协整关系；误差修正模型
中图分类号：F752.61 文献标识码：A 文章编号：1006-1894(2007)06-0010-05
传统观念倾向于将进口与出口对立起来，认为进口只是对国内需求的抵消，而没有考虑进口的目的和结构，没有考虑进口对本国经济发展的推动作用。因此，长期以来关于对外贸易与经济增长关系的研究文献往往只关注和考察出口与经济增长的关系。这种情况直到20世纪90年代才开始有所改变，特别是在人们看到90年代的美国通过技术革新和进口扩张优化了产业结构，创造了低通胀、低失业、高逆差、高增长的新经济之后，开始关注进口对经济增长产生的积极促进作用，由此相关的经验研究文献也陆续出现。
Robert Barro&Sala-I-Martin(1992)、David Dollar(1992)、SebastianEdwards(1992)研究了各样本国家的GNP数据后发现，被考察国家中那些以贸易壁垒限制进口的国家经济增长的速度较慢。在大量的跨国回归估计中，无论是采用时间序列数据还是平行面板数据，都几乎得到了相同的结论：进口限制阻碍本国的经济增长。然而，如果研究者通过对产业层面的数据进行分析以辨别产业部门进口贸易活动的增长效应，则会发现前述的宏观经验实证研究结果在中观层面并不一定成立，而且中观层面上的进口贸易活动与经济增长的关系研究会由于国家的差异或各个国家所处发展阶段的不同而得到不同的结果(Worz，2004)，换言之，产业层面的经验研究难以得出一般性的结论。这说明，中观层面上的进口贸易与经济增长关系的结构分析远比宏观层面上的进口贸易与经济增长关系的总量分析复杂。由于国内对中观层面上的进口贸易与经济增长关系的研究大多停留在定性分析层面上，缺乏具体的估计分析。因此，本文拟从新贸易理论和现代经济增长理论出发，借鉴国外一些学者对进口贸易模式与经济增长之间关系的研究方法，以中国为例，在产业层面上进行进口贸易的长期和短期动态分析以揭示进口贸易模式与经济增长之间的关系。
一、文献回顾
Romer(1993)利用76个发展中国家1960年的截面数据率先考察了机器设备进口对生产效率的积极影响。David Coe＆Helpman(1997)检验了通过机器设备进口而流向欠发达国家的研究开发溢出效应。Lawrence(1999)针对20世纪80年代美国100多个制造业产业的进口竞争对全要素生产率的影响进行了研究，结果显示了进口竞争刺激了全要素生产率的提升。Keller(1998，2000)分析了产品进口与技术扩散之间的关系，发现产品进口通过其技术外溢，使进口国更快地接近国外技术水平。Connolly(2003)利用75个国家1965～1990年的数据分析了高科技产品进口对发展中国家技术模仿与创新的外溢效应，结果显示发展中国家模仿与创新都显著而一致地依赖于来自发达国家的高科技进口。Worz(2004)用45个国家1981～1997年35个制造业产业的数据样本探讨了贸易品技术密集度与经济增长的关系，发现产业的高进口渗透率(一般以产业进口额与产业产出额之比表示)会减少边干边学的机会，发达国家进口品的技术密集度与经济增长呈负相关，而发展中国家中等技术产品的进口不利于长期经济增长、高技术产品的进口有利于经济增长。相对于国外已有的经验实证研究而言，国内的相关研究较为少见。
二、实证分析
1 变量和数据 为了更准确地测量在不同产业层面上进口贸易对经济增长的促进作用，我们构造计量模型来深入探讨GDP、投资总额和不同产业进口额这些变量之间的相互关系。
进口贸易促进经济增长的内在机制主要体现为进口贸易的间接动态效应，即进口贸易是接受国外技术和知识外溢的重要渠道。外部的学习带动了国内生产部门的技术进步，从而最终作用于国内的经济增长。但是，不同产业的间接动态效应即外溢效应有所差异：越是高端产业(技术密集度较高的产业)，其生产率就越高，则其知识外溢和动态增长效应就越大。换言之，技术溢出的范围随着进口品技术含量的上升而扩大。高技术产业部门与低技术部门相比，其资源配置效应、动态规模效应和外溢效应更大，因而对一国经济增长会产生更大、更长时期的影响。高进口渗透率会降低边干边学的范围。只有出口贸易活动才能产生学习效应。有些产业通过专业化生产能最大限度地发挥边干边学潜力、产生动态规模报酬递增，进而引致国内经济的持续增长。而对边干边学潜力小的产业(一般是低端产业)进行出口专业化生产将影响长期增长。值得注意的是，专业化生产程度的增长效应取决于一国的资源禀赋，特别是人力资本存量。就进口贸易而言，在劳动力密集型、低技能产业的高进口渗透率有助于释放资源使其更有效地用于其他产业，从而提高长期经济增长率。但高技能产业的进口贸易对经济增长的作用方向是不确定的。因为进口中所包含的无形资产(知识和技术)促进了国内经济增长；另一方面，进口又减少了边干边学的机会，对长期经济增长有负面影响。究竟进口贸易对于经济增长的净效应如何呢?这就需要我们构建计量方程来准确反映它们之间的长期关系，因而这里主要用协整检验和误差修正模型对不同产业层面的进口贸易与GDP之间的关系进行深入的分析。
根据我国的海关统计分类标准、工业行业统计分类标准，将进口商品分为初级产品和工业制品两大类，其中初级产品可分为食品及活动物、饮料及烟类、非食用原料(燃料除外)、矿物燃料、油及有关原料和动植物油脂及蜡等；工业制成品可分为化学成品及有关产品，轻纺产品、橡胶制品，矿冶产品及其制品、机械及运输设备、杂项制品和未分类的商品。因为我国进口商品以工业制成品为主，工业制成品进口中又以化学成品及有关产品，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品和机械及运输设备3类制成品为主，所以我们可以从工业制成品内部结构来分析，把这一研究对象具体确定为化学成品及有关产品，轻纺产品、橡胶制品，矿冶产品及其制品和机械及运输设备3类。依照经合组织(OECD)按研究开发密集度对制造业的分类标准，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品属于低技术产品；机械及运输设备属于中等技术产品；化学成品及有关产品属于高技术产品。
本文分析所使用的样本取自1980～2004年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴2005》。我们通过宏观经济总量指标GDP反映经济增长。由于固定资产投资对于进口贸易与经济增长之间的关系有着重要的影响，这里将固定资产投资作为模型的控制变量。用城
镇居民消费价格指数(1980＝100)对GDP、投资、各类产品进口数据进行物价平指，以消除物价变动对GDP、投资，产品进口额的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除异方差的影响。所以对实际GDP、实际投资、产品实际进口进行自然对数变换，分别用lngdp、lninv、lnpim、lnlim、lnmim、lncim表示自然对数的实际国内生产总值、实际投资总额、初级产品实际进口额、轻纺产品及橡胶制品类实际进口额、机械及运输设备类实际进口额、化学成品及有关产品类实际进u额。
2 时间序列的平稳性ADF检验 由于协整检验和误差修正模型的建立，都需要变量为平稳序列，因此首先对上述变量进行ADF(the Augment Dickey Fuller Test)检验，检验其平稳性及单整阶数，检验结果如表1所示。
上述所有选取变量的对数序列在5％的显著性水平下都没有通过平稳性检验，而其一阶差分序列的ADF统计量绝对值均大于在5％显著水平下临界值的绝对值，即均不存在单位根，均为一阶单整序列，亦即lngdp，lninv，lnpim，inmim，lrdim，lncim～I(1)，其一阶差分序列在不同的显著水平下为I(O)序列。各变量的差分对数序列实际上表示的是增长率的概念。
3 协整检验与误差修正模型 根据协整理论，如果两个或多个序列满足单整阶数相同且序列之间存在协整关系，则上述非平稳序列之间就存在长期均衡关系，从而可以有效避免虚假回归问题。所以对于经过单位根检验后表明为同阶单整的序列而吉，需要进行协整检验以分析序列之间的协整关系。我们可以运用动态分布滞后(ADL)模型来进行协整性检验。一阶ADL模型的估计结果如下：
上式中EG值-3.30在10％水平上拒绝了零假设，该结果说明变量之间存在协整关系，该协整关系式表明：投资和初级产品、轻纺产品、橡胶制品及化学成品等三大类产品的进口对我国经济增长具有推动作用，而机械及运输设备类的进口对经济增长具有一定的抑制作用。
由动态分布滞后模型我们可以得到误差修正模型(ECM)来考察变量问的短期动态关系，即把长期关系模型中的各变量以一阶差分的形式重新构造，并把长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的过程中，逐步剔除那些无显著性变量，直到得出一个简化的模型。我们建立误差修正模型如下：
此式为最终确定的误差修正模型。该式表明GDP增长幅度要低于全社会固定资产投资的增长幅度，初级产品进口的增长幅度和机械及运输设备进口的增长幅度，并且机械及运输设备进口的增长对经济增长产生反向影响，同时上一年度的非均德误差以0.036的比率对本年度lngdp的取值做出反向修正。
三、结 语
通过上述协整分析与误差修正模型的估计结果，我们可以得到以下结论：
第一，GDP与投资、四大类产品进口在水平上存在长期的协整关系。从长期来看，初级产品，轻纺产品、橡胶制品及化学成品等三大类产品的进口增长对我国GDP增长存在积极的影响，其影响主要表现为：初级产品和轻纺产品、橡胶制品两大类产品均属于低技术产品，这些低技术产品的进口可以使国内资源更多地配置在附加值更高的中高技术产业，中高技术产业有更大的边干边学潜力和知识溢出效应，从而加快国内技术进步、提高产出能力；而化学成品类作为高技术产品与国际先进水平相比较，我国此类产品的国际竞争力仍处于劣势，受到国内人力资本瓶颈的约束，这类产品的进口有助于提高资源配置效率，进而提升产出能力。值得注意的是，从长期来看，我国机械及运输设备类的进口增长对GDP增长存在负面影响，这可能是因为受制于我国的人力资本存量，机械设备类产品作为中等技术产品与高技术产品相比，其国内生产将带来更大的学习效应，产生更大的动态规模效应，从而导致经济的持续增长。所以，机械设备类产品的进口增长会因丧失学习机会而不利于经济增长。由此可见，产业层面的进口与经济增长的关系分析远比宏观总量层面的关系分析复杂。
第二，从短期动态关系来看，这四大类产品的进口增长对我国GDP增长的作用方向与长期考察是一致的。轻纺产品、橡胶制品和化学成品等两大类产品的进口对GDP增长的推动作用比较弱，可能的原因是我国的轻纺产品具有较强的国际竞争力，因此其进口的技术外溢效应非常有限，而化学成品进口的技术外溢效应因受国内人力资本瓶颈的约束而被削弱，由此影响了这两类产品的进口对经济增长的促进作用。
进口贸易数据范文第7篇
[关键词]复进口；虚假贸易；保税区；套利交易
[中图分类号]F752[文献标识码]A[文章编号]2095-3283（2013）10-0011-03
[作者简介]周伟（1980-），男，博士研究生，研究方向：中国宏观经济。据海关统计，2013年1―4月份中国出口额同比增长17.5%，远高于上年全年8%的水平，但是出口同比增长率到了5月份又突然下跌到只有1%，因此1―4月份的数据应该是有虚高的情况，因为其他一些经济指标显示不太可能出现那么高的出口增长。例如，采购经理人指数中的出口订单指数同期只有48.8，低于上年全年平均的49.2；统计局报告的工业企业出货值同比增长率同期只有5%。
此外，海关的数据还显示了一些可疑的情况。例如，2013年1―4月份，中国大陆对香港的出口同比增长了69%（2012年全年是21%）；中国通过保税区的出口同比增长了256%（2012年全年是91%），进口则同比增长了84%（2012年全年是32%）。这些大大高于2012年全年水平的同比增速的数字很难用外需增强来解释。笔者认为其背后的原因是所谓的“虚假贸易”。这些贸易活动没有真实的贸易需求的背景，绝大多数是在大陆和香港之间通过保税区进行，其主要目的是为了套取两地之间的利息差以及汇率变动的收益。
2013年5月份我国进出口贸易额增速的大幅度放缓正是因为有关部门注意到这个问题后及时地采取了应对措施，压制了虚假贸易的活动。通过多种不同的方法，估算出2013年1―4月份的出口同比数据由于虚假贸易的原因，可能被高估了大概8～9个百分点。再加上2012年5月份出口同比增长率较高的基期效应，导致2013年5月份的出口增速突然下滑到1%。下面笔者将对虚假贸易的具体方式进行讨论，但是在此之前先对相关概念作一阐述：
一、“复进口”的模式和原因
所谓复进口，简单地说就是同一批货物出口以后又被进口到国内，有些情况下也称作“保税区一日游”。2005―2010年复进口大约占我国全部进口的7%～9%，其中从香港的复进口占到全部复进口的90%，并且复进口中的80%都是由外商投资企业进行的。传统意义上的复进口主要有两大类动机：一是物流方面的考虑，包括出口商品的退货、跨国公司的跨国物流管理等；二是税收方面的考虑，包括降低税收成本、节约流动资金等。
（一）物流因素
一些跨国公司将香港作为全球统一的采购和物流中心，这样可以达到规模经济从而降低成本。因此大量的原材料、零部件、半成品都要先发送到香港，然后再统一分配到全球各地的加工中心，包括中国大陆地区。这种集中管理的模式可以降低采购成本，也可以更有效地进行存货管理。
（二）税收因素
香港的公司所得税率较低，只有15%，低于中国大陆地区的25%和很多其他国家的公司所得税率。因此一些跨国公司倾向于将更多的利润记到香港公司的名下，这其中可能会伴随着一些复进口的活动。
另外一种情况则和加工贸易的“深加工接转”有关，目前官方和理论界对此观点也并未统一，这里借用一个简化的例子来说明。假设国内有一家供应商A和一家出口商B，B向A采购一部分中间产品，此时他们可以有两种方式来完成这笔交易①：1.直接将货物从A处发送到B处；2.A将货物出口到保税区或者香港，然后B再将货物进口回大陆。在第一种情况下，B需要先为这批货物支付一笔增值税，然后等到最终产品出口之后就能拿到增值税退税。那么在这段等待的时间里，B的一部分流动资金就被占用了。如果是第二种情况，A将其产品出口到保税区可以立即享受增值税退税，而B可以在加工贸易的模式下免税进口同一批产品，这样就避免了流动资金的占用。
二、“虚假贸易”及其套取跨境利息差的模式
上述几种复进口情况已经存在多年，因此并不能解释2013年1―4月份出口数据虚高的现象。2013年1―4月份，经由福田口岸的大陆到香港的出口额增长了600%之多，笔者经过和一些贸易公司以及银行里做贸易信贷的人士进行交流探讨之后，确信海关报告中的进出口数据由于虚假贸易行为的存在而被显著高估。下面就通过一个假设的案例来说明虚假贸易产生的原因、过程及如何控制：
第一步，一家大陆公司向一家本地银行存入人民币1亿元，然后用这些钱去购买银行的理财产品，假设其预期收益率是每年4.5%。
第二步，这家大陆公司和一家香港公司签署一个进口协议，约定从香港进口一批货物到大陆。在此基础上，大陆公司要求本地银行向香港的出口公司签发一个信用证，该信用证就由大陆公司的1亿元存款作为担保。
第三步，香港公司收到信用证之后，就向一家香港本地的银行进行贴现，假设贴现的利率是2%。这样一来，就相当于香港公司得到了一笔大约9800万元人民币的低息贷款。与此同时，相对应的贸易商品（通常是黄金或者电子产品这样一些体积小、价值高的商品）就从香港进口到了大陆的保税区。海关数据中将这一次货物的跨境流动记作进口。
接下来，大陆公司（可以是另一家关联公司）再向香港出口一批货物，并据此将9800万元人民币的资金从境外转移到境内。实际上，这批出口货物可能就是之前从香港进口来的货物，这批货物仅仅是在香港和大陆的保税区之间来回“空转”。但是海关的数据却记录了进口和出易，因此也就造成了数据的虚高。
如果事情到此结束，并且假设大陆公司拿着9800万元人民币再次购买了银行理财产品，那么1年以后信用证到期时，大陆公司的整体收益就是1*（1+4.5%）+0.98*（1+4.5%）-1 = 1.069亿元。也就是说基于1亿元的本金，大陆公司一年的毛收益率是6.9%，高于银行理财产品4.5%的回报率，更高于银行存款利率。
实际上，大陆公司往往会以9800万元人民币为依托，再次通过虚假贸易的方式要求银行签发信用证，继续下一轮的套利活动②。这样就能成倍放大其套利收益。根据中央电视台的报道，在福田口岸同一批商品有时候一天之内就出境、入境3～5个来回。此外，如果香港公司贴现出来的是美元或者港币，那么在整个过程中还会享受到人民币升值带来的好处，但据了解，很多贸易商是选择了对汇率波动的敞口进行对冲。
三、出口增长率被高估约8个百分点
2013年1―4月期间，由于大陆和香港之间的利息差异以及人民币升值的大环境，导致这种以虚假贸易为掩护的跨境金融套利行为越来越多。这其中往往还掺杂有虚报商品价值和虚开发票金额等手法，甚至还出现了一些专门为此类活动提供“咨询”服务的机构。那么从量化分析的角度看，海关报告中的出口和进口数据到底有多少是被夸大的？下面用几种不同方法从多个角度来估算虚假贸易的程度：
方法一：参考港口吞吐量数据
虚假贸易一般不会牵扯到商品的远洋运输，货物通常只是在保税区和香港的仓库之间移动，因此可以参考远洋货物运输量的数据来估算真实的贸易活动水平。根据2005―2012年的历史数据，主要港口的集装箱远洋运输量的同比增长率和我国出口量的同比增长率的线性相关系数高达0.9，而前者一般比后者平均高出0.38个百分点。2013年1―4月份，主要港口的集装箱货运量同比增长8.3%，在扣除同期出口商品单位价格同比下降0.13%的因素后，估算出2013年1―4月份真实的出口同比增长率应该是7.8%（8.3%-0.38%-0.13%=7.8%）。
方法二：参考一般贸易的数据
很大一部分的虚假贸易活动都隐藏在加工贸易项下，而一般贸易的数据受到的扭曲要小得多。因此一般贸易数据和加工贸易数据之间的差异可以作为参考，用来度量虚假贸易的规模。2005―2011年间，一般贸易中每月出口额同比增长率平均比全部出口额的同比增长率高3.9个百分点。而在2013年1―4月份，一般贸易出口增长率是15%，因此粗略算来，同期真实的出口增长率大概只有11.1%（15%-3.9%），低于海关数据显示的17.3%。需要指出的是，这个11.1%的估算很可能是偏高的，因为有一部分虚假贸易活动也是出现在一般贸易项下。
方法三：参考工业企业出货值的数据
工业企业出货值的数据是由统计局的工业企业直报系统产生的，不会受到贸易公司的虚假贸易活动的影响。按照2001―2012年的历史数据，出货值的同比增速一般比海关报告的出口同比增长率低2.9个百分点。这其中部分原因是因为出货值的增长率是一个实际值的增长率，类似于工业增加值同比增长率这个指标，海关报告的出口额数据都是名义值。2013年1―4月份，出货值同比增长率为5.7%，对应的真实出口同比增长率就应该是8.6%（5.7%+2.9%）。
方法四：剔除对香港出口的异常增长
2010―2012年间，从每个月的出口同比增长率来看，我国出口总额平均增长20%，其中对香港的出口增长26%。但是在2013年1―4月份，出口总额同比增长17.3%，而对香港出口同比增长高达69%。考虑到2012年大陆对香港出口占到全部出口的16%左右，如果假定2013年1―4月份对香港的异常出口增长都是虚假贸易，那么同期真实的贸易同比增长率就是9.1%（17.3%-（69%-18%）*16%）。
方法五：剔除保税区出口的异常增长
同样的方法也可以用来处理保税区出口的异常增长情况。2010―2012年，从每个月的出口同比增长率来看，我国出口总额平均增长20%，而保税区出口增长43%。相比之下，2013年1―4月份，出口总额同比增长17.3%，而保税区出口同比增长高达152%。考虑到2012年保税区出口占我国全部出口的7%左右，如果假定2013年1―4月份保税区的异常出口增长都是虚假贸易，那么同期真实的贸易同比增长率就是9.7%（17.3% -（152%-43%）*7%）。
上述五种估算方法所得到的结果有所不同，其估算结果的平均值约为9%，比海关数据所报告的2013年1―4月份出口同比增长率低了约8个百分点。
四、打击虚假贸易活动的政策
2013年初开始的虚假贸易活动的猖獗也引起了管理部门的重视，并很快出台了应对措施。2013年5月初国家外汇管理局出台的一系列规定（20号文），效果可以说是立竿见影：进出口的同比增长率立即从4月份的15%左右下降到了5月份的几乎零增长。政策之所以如此高效，就是因为抓住了虚假贸易活动的要害。外管局相关政策包括以下主要内容：
1.商业银行必须严格遵守结售汇头寸的额度限制。这就从总量上控制住了从事虚假贸易的投机商人能够从商业银行取得的杠杆。
2.对于那些近期突然出现外贸业务高速增长的公司，外管局会要求其提交具体的解释。如果公司无法提供合理解释，那么外管局就可以将企业登记从A类下降为B类。B类企业在以后将会接受更多的日常监管和深入调查。很多从事虚假贸易的企业无法提供合理解释或者提交相关凭证。
3.新订立的转口贸易合同，在进口和出口环节必须使用同一计价货币。这就避免了通过虚假的转口贸易来对人民币升值进行套利活动。
[注释]
①这是个简化的例子，现实中的情况可能会复杂得多。例如供应商A可能最初也要进口一部分原材料，那么A将其生产的半成品卖给B的时候，应该是可以享受出口退税优惠的，这个过程就是“深加工结转”。此外，A的产品中可能一部分是出售给B用来进一步加工成出口商品，另一部分可能出售给制造商C用来生产销往国内的产品。
②客观来说，这样的套利活动并不能无限制地进行下去，例如香港的银行可能不会无限制地对信用证进行贴现。
[参考文献]
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[6]Hongman JIN.China’s Practice in Statistics of Goods for Processing.UN workshop presentation，2006.
进口贸易数据范文第8篇
关键词：中美贸易；失衡；垂直；专业化；格兰杰；因果关系
一、引言
上世纪80年代中期，美国首次宣布对华出现贸易逆差，但当时的贸易逆差数额很小，仅为6百万美元。其后，中美双边贸易中，美国逆差额以成倍的速度增长。根据美方统计，美国贸易逆差额在2002年突破1000亿美元，2005年突破2000亿美元，并在2012年初达到3000亿美元。如此巨大规模的贸易差额使得中美贸易失衡一度成为国内外学者们极为关注的焦点。美国因其常年贸易逆差，对中美贸易不平衡现象尤其敏感，频频对中国使用歧视性贸易政策，这不但未缓解贸易失衡，反而增加了双边贸易摩擦。甚至美国还将美国制造业失业率上升、经济增速放缓归结为与中国的巨额贸易赤字。从贸易利得的角度来看，中美贸易增加了美国居民的福利，且中国贸易顺差通过资本流动的方式流回美国，促进了美国金融及实体经济的繁荣，并使美国通胀率保持在了较低的水平。但作为美国贸易伙伴的中国却要承受实行贸易保护主义、不公平竞争、压低人民币币值、倾销、补贴等舆论压力。贸易是中国重要的经济支柱，中国与美国的优势互补也决定了未来中美的贸易及伴随的摩擦会持续下去。鉴于此，正确理解和定位中美贸易关系对未来双边贸易的发展有重要意义。本选题正是在这样的背景条件下确定的。
二、中美贸易失衡的现状分析
1.中美贸易失衡的总体规模
根据中方统计数据显示，中国自1993年由贸易逆差转向贸易顺差，但据美方统计，美国在1985年就已出现贸易逆差，且贸易逆差额逐年扩大。美方统计的中美贸易的进出总额和差额显示，美国贸易逆差额在2000年以前增长缓慢，但2000年之后，贸易逆差增长迅速。截至2008年，贸易赤字高达2680亿美元。受到金融危机影响，2009年贸易赤字有所下降，但2010年后贸易逆差额又回到了较高的水平。2012年初创历史新高，达到3000亿美元。
2.中美贸易不平衡的行业和产业结构
根据联合国商品贸易统计数据，中国对美国出口的商品中，制成品的比重最大，超过94%，机械及运输设备和杂项制品又各占了约40%。技术和资本密集型产品的比重逐渐攀升，劳动密集型产品的比重略有下降，表明在跨国公司主导的全球产业链下，中国对美国的出口已从传统的劳动密集型产品转型为资本和技术密集型产品。电子设备、机械设备等中高技术产品的终端加工装配环节可以在中国国内进行是中美贸易结构呈现出这种特点的主要原因。中国凭借自身优势，承接了大量加工、组装生产环节，这也使中国进口的零部件和半成品等中间产品的比重超过60%。加工贸易是中美垂直型产业内贸易的主要形式。外商直接投资于我国的加工贸易，从母国进口中间品及原材料，并结合中国较低的劳动成本优势进行加工生产，最后将制成品出口到美国市场。常年的积累最终形成中美之间的巨额贸易顺差。
因此，本文猜测中国从美国进口增加是中国对美国出口增加的诱因，而各国家、地区发挥各自比较优势参与国际分工则是这种因果关系出现的根本原因。
三、中美贸易失衡的实证分析
1.指标选择与数据搜集
为了验证中国从美国进口增加是中国对美国出口增加的原因这一猜想，我们对中美贸易的出口额及进口额进行了实证检验。由于中国和美国在贸易进出口的统计方面存在很大差异，且美国一直宣称自己是“受害国”，因此，为了使本文观点更具说服力，我们选取美国统计的贸易进出口额为样本数据。此外，2005年人民币汇率制度进行了第二次改革，考虑到汇率在进出口贸易中的重要作用，为了避免汇率变动带来的影响，在选取样本时，本文将样本跨度限制在2005年1月到2013年6月份，为不失大样本性，采用月度数据，样本数据总共有102个。这不仅增加了参数估计的自由度，而且充分地反映出了美国对中国出口和美国从中国进口变化的长期均衡关系。美国对中国的出口与从中国的进口数据来自美国普查局网站的美中货物贸易统计。我们用EX表示美国对中国的出口额，IM表示美国从中国的进口额，EXSA表示经过季节调整后的美国对中国的出口额，IMSA表示经过季节调整后的美国从中国的进口额，lnEXSA表示对季节调整后的美国对中国的出口额取对数，lnIMSA表示对季节调整后的美国从中国的进口额取对数，DlnEXSA和DlnIMSA分别表示lnEXSA和lnIMSA的一阶差分序列。
2.原始数据调整
我们首先做图观察了美国对中国出口和美国从中国进口的月度贸易数据。从散点图中我们明显地看了两者之间的季节变动、长期趋势和不规则因素的影响，这是多数时间序列数据经常出现的情况。这些因素的存在，会严重影响分析结果。因而，我们对进口和出口数据进行季度调整，然后分别取对数。本文利用Eview3.0的ratio to moving average-multiplicative 季节调整方法对两序列进行季节调整并取对数后的时间序列图显示，调整后的时间序列消除了季节因素的影响，曲线不再呈现明显的季节波动。
3.单位根检验和协整分析
我们采用ADF检验方法，对各变量进行检验，从而判断序列的单整阶数。检验结果显示，原序列是非平稳序列，但一阶差分后，两个序列均显示平稳。
接下来，本文采用EG两步法对这两个时间序列做协整检验，找出它们的长期稳定关系。
第一步：利用OLS估计回归模型。估计的回归模型为：
LnIMSA=5.687+0.5212121LnEXSA
（28.00691） （35.02845）
R-squared=0.886927 D.W=0.795293 F=784.3870
第二步：我们对回归方程的残差进行单位根检验，观察残差的检验结果，我们看出残差序列不存在单位根，即序列平稳。据此我们认为，美国对中国的出口和进口间存在一种长期的均衡关系。
4.建立误差修正模型
通过对变量作协整分析，本文得出变量间存在长期的均衡关系，但是我们无法得知这些变量偏离长期趋势之后的调整速度。根据格兰杰定理，存在协整关系的两个序列{LnIMSA}和{LnEXSA}可以建立误差修正模型。误差修正模型可表示为：
DlnIMSA=C+1ECMt-1+0DlnEXSA+μi
其中，ECMt-1=lnIMSA-5.686933-0.5212121lnEXSA表示前一期偏离均衡状态的程度。我们运用最小二乘估计法对上述模型进行了参数估计，得到的误差修正模型为：
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反映了短期波动的影响，ECDMt-1的系数大小则反映了对偏离长期趋势的调整力度。从模型可以看出，当某种原因导致美国对华出口偏离长期趋势而发生短期波动时，偏离长期均衡的数量会在下一期得到27.8%的反向修正，最终使与回到长期均衡关系。正是这种内在的调整发挥作用，才使得美国对华出口和从中国进口保持长期的均衡关系。
5.格兰杰因果关系检验
lnEXSA与CnIMSA的长期均衡关系是否构成能因果关系，我们还需进一步检验。本文利用格兰杰因果检验对这两个时间序列间的因果关系进行了检验。检验结果表明，在1%显著性水平上，当滞后阶数为1到8时，美国对中国的出口增长是美国从中国进口增长的原因，并且这种因果关系是单向的。
四、结论与政策建议
通过本文的实证分析，我们得出如下结论：
第一：从协整检验可以看出，美国对华出口与从中国进口间存在长期的协整关系；从误差修正模型可以看出，长期均衡趋势偏离的收敛机制在发挥作用，当美国对华出口偏离长期趋势时，内部调节机制会在下一期对偏离数量做反向修正，使美国对华出口重新回到长期趋势线上；从格兰杰因果检验结果可以看出，美国对中国的货物出口增长是美国从中国货物进口增长的原因，美国对华出口每增加1%，就会导致进口增加，出口引致进口的效应明显。
第二：中美之间的这种关系可以部分反映出中美垂直专业化分工的特点，即美国向中国出口中间投入品，在中国加工组装为最终产品后，再从中国进口。根据美方官方统计，中间品、零部件产品占比较大是美国对华出口的主要特点。在全球垂直专业分工的背景下，外商利用中国的劳动力和政策环境优势，在中国投资设厂。同时国内还存在大量为美国企业开展代工业务的企业，这些企业从美国进口所需要的关键零部件、原材料等投入品，在中国完成组装加工后再出口到美国，这促使了中美贸易不平衡结构的形成与规模的扩大。因此，对于中美贸易失衡问题，美国不应该片面指责中国币值低估、倾销、补贴等，而应当从全球大背景及自身方面入手，全面的分析其原因。（作者单位：首都经济贸易大学）
参考文献
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