进口贸易数据范文

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按人民币计价，9月份国内的出口按年下降1.1%，跌幅比8月份的6.1%大幅收窄5%；进口则按年下跌17.7%，跌幅比8月份的14.3%扩大3.4%。

中国贸易的进出口负增长已经持续几个月了，9月衰退式贸易顺差扩大到603.4亿美元，为历史上第二高。按人民币计价，当月贸易顺差为3，762亿元人民币，创历史新纪录。

有分析指出，9月份中国进口跌幅扩大，并连续第11个月出现负增长，为2008年国际金融海啸以来持续最长的跌浪，显示中国内需疲弱，经济还在下行。

其实，对于这些进出口数据，市场不要对此太敏感。因为，就当前全球的经济形势来说，进出口贸易数据下降十分正常，不仅中国是这样，国际上其他国家也是如此。

全球经济疲软，中国的进出口贸易要增长快是不可能的。更何况中国的出口形势已经开始好转，应该是可喜的成绩。

最为重要的是，中国的进口之所以会出现持续11个月的负增长，而且这种负增长越来越大，这不仅在于中国的外部需求减弱，或中国内需比以往要少，更在于全球大宗商品的价格快速下跌。以同比计算，哪一项大宗商品的价格不是大幅下跌。

比如石油的价格、矿产品的价格。当这些大宗商品的价格大幅下跌时，即使是进口量增加，进口额大幅下跌也十分正常。比如，石油的价格同比下跌幅度那样大，中国进口额岂能不降低？

如果说，由于大宗商品的价格大幅下跌而导致中国进口额下降，这对中国来说是好事，可以用更少的钱购买更多的东西。何乐而不为？市场根本上就不用想到中国对这些产品的内需在减少。

况且，早几年中国经济过度增长，导致对外部产品的过度需求并由此引起中国不少产品的产能过剩，目前中国经济调整，对这些产品的需求减少也是正常。比如对矿山资源产品就是如此。

还有，中国经济结构的调整、经济战略的转型，早就从以往对外部的经济过度依赖逐渐转向为内在需求的扩张上，从早几年开始，中国GDP的增长已经开始转移到内需上。

如果说，这个目标真的在逐渐实现，这不仅会导致中国经济对外部需求的减弱，也是中国经济真正走出困境的正解。

如果说，中国经济真的走上这条路并导致当前中国进出口贸易增长放缓，市场对这些数据就不用太敏感了。

还有，8月份人民币的贬值，尽管对中国的出口起到作用不会想象的那样大，但肯定会有积极的影响，第三季度出口跌幅在收缩，有此因素。

当前更为重要的是今年以来政府推出了一系列的经济增长之政策，估计会在第四季度显现出来，因此中国内外需求都可能在这过程增加与扩张。

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(一)中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值

根据国际收支平衡表的编制原理和国际收支账户分析方法，中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值主要受以下5个因素的影响。

1．贸易双方的统计口径和方法不同。

统计口径和方法不同，如统计辖区不同、运输时滞不同以及再出口内涵不同①等，都会造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异。但由于统计口径和方法不同所产生的影响会相互抵消，其对双方贸易数据统计差异值的综合影响是有限的。

2．到岸价与离岸价的差别。

世界各国海关和统计机构通常以到岸价(CIF，货物价值包括从装运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算进口货物价值，同时以离岸价(FOB，货物价值不包括从转运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算出口货物价值。到岸价与离岸价之差主要由出口国(原产国)运送货物到进口国(目的国)的保险费和运输费构成，大概为离岸价的10%。

3．转口贸易及其增加值。

中国经转口国或地区转运到贸易伙伴的货物价值通常高于转口国或地区直接从中国进口时的货物价值，这是因为转运商为追逐利润而抬高了货物价格。这部分增加值没有计入中国的出口统计数据，但被计入了贸易伙伴的进口统计数据。

4．加工贸易增加值和走私。

加工贸易商品在出口后可能被中间商购买，经中间商再转卖给贸易伙伴，中间商为追逐利润的加价行为会使贸易伙伴的进口报关价格高于加工贸易商品的出口报关价格。由于没有足够信息用于判断被中间商购买和转卖的货物价值，因此很难量化中间商加价行为对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。同时，货物走私逃避了海关监管，这也会造成进出口双方贸易数据统计的差异，如走私的货物价值未记录在出口国的出口账户，却记录在进口国的进口账户上。

5．贸易伪报。

贸易伪报是不法分子故意在进出口的货物价值上弄虚作假，以达到掩盖非法资本流出或流入的目的。贸易伪报可分为出口伪报和进口伪报。出口伪报，即出口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括出口低报和出口高报。出口低报是由出口商开出低于出口货物实际价值的发票，进口商将发票金额与实际货物价值的差额存入出口商在国外的账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;出口高报是出口商以高于出口货物实际价值的发票向本国海关申报，其目的是绕过资本项目监管，使国外资本非法流入国内。进口伪报，即进口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括进口高报和进口低报。进口高报是国外供货商开出高于进口货物实际价值的发票，国内进口商向货币当局申请的用汇高于实际用汇，其差额就存入了进口商的国外账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;进口低报是指进口商向海关申报的进口货物价值低于实际货物价值，使本应汇至境外的贸易结算资金滞留国内，其目的是绕过资本项目管制，使国外资本非法流入国内。上述5个因素是造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异的主要原因。统计口径和方法不同以及加工贸易增加值和走私的影响虽然难以测算，但这些因素所产生的影响会彼此抵消，其综合影响有限，甚至可以忽略不计。到岸价和离岸价的差别可按照国际惯例将其换算成统一的计价方式。转口贸易及其增加值的影响也可根据中国与转口国或地区的转口贸易数据进行估计。贸易伪报是一种隐蔽的非法行为，其影响很难直接测算，但可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值中剔除主要的可观测因素后进行间接测算。值得注意的是，贸易伪报下会同时产生资本外逃和资本非法流入。出于研究目的，本文剔除资本非法流入的影响，以出口低报导致的资本外逃与进口高报导致的资本外逃之和，对贸易伪报下资本外逃的规模进行测算。

(二)贸易伪报下资本外逃规模的测算模型

基于以上分析，在对中国与贸易伙伴进出口贸易数据，特别是转口贸易数据进行CIF/FOB转换①和相应调整后，先计算出中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值;然后再从统计差异值中剔除资本非法流入的影响，就能计算出中国出口低报导致的资本外逃和进口高报导致的资本外逃，两者之和即为贸易伪报下资本外逃的规模测算值。1．出口低报导致的资本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit为中国与贸易伙伴i在t年出口项下的贸易数据统计差异值;PIit为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;Ci为贸易伙伴i与中国进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(2)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔVit为中国在t年经转口国或地区转出口到贸易伙伴i的转口贸易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;DEit为中国在t年对贸易伙伴i出口的货物价值。式(1)中，MEit＞0，说明中国不法分子低报出口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国出口低报导致资本外逃的规模测算值;MEit＜0，说明中国不法分子高报出口货物价值，其加总就是一定时期内中国出口高报导致资本非法流入的规模测算值;MEit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国出口低报导致资本外逃的规模测算值为：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．进口高报导致的资本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit为中国与贸易伙伴i在t年进口项下的贸易数据统计差异值;DIit为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;Ci为中国与贸易伙伴i进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(CIF/FOB)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔV''''it为贸易伙伴i在t年经转口国或地区转出口到中国的转口贸易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;PEit为贸易伙伴i在t年对中国出口的货物价值。式(3)中，MIit＞0，说明中国不法分子高报进口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国进口高报导致资本外逃的规模测算值;MIit＜0，说明中国不法分子低报进口货物价值，其加总就是一定时期内中国进口低报导致资本非法流入的规模测算值;MIit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国进口高报导致资本外逃的规模测算值为:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)综上，中国贸易伪报下资本外逃规模的测算值(TCF)等于出口低报导致资本外逃的规模测算值(CFE)加上进口高报导致资本外逃的规模测算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)

二、样本选择与处理

在具体测算中国贸易伪报下资本外逃的规模时，需要对理论模型中的相关变量及其样本数据进行选择和处理，以提高所做测算的合理性和精确度。

1．样本期为2001—2011年。

2001年加入世界贸易组织后，中国实行了一系列关税减让措施，相继落实了各项改革承诺，中国与海外国家或地区的贸易往来日益频繁，这为贸易伪报下资本外逃提供了较多的渠道和机会。从样本数据的可得性和质量考虑，2001—2011年的样本数据是由加入世界贸易组织后国内外一些权威统计机构提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度样本数据是齐备的。因此，本文选取2001—2011年作为样本期，样本数据为年度数据。

2．以香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方。

香港是著名国际自由港。一方面，中国内地是香港转口货物最重要的来源地，2001—2011年香港转口货物中，原产地为中国内地的货物价值为19541亿美元，占转口货物价值的62%;中国内地也是香港转口货物的重要目的地，同时期香港转口货物中，转口目的地为中国内地的货物价值为15219亿美元，占转口货物价值的48%。另一方面，香港统计和公布的转口贸易数据比较详实，包括中国转口到贸易伙伴的贸易数据和贸易伙伴转口到中国的贸易数据。可以认为，选择香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方较为合理。

3．对转口贸易样本数据的处理。

为消除香港转口贸易对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响，就需要知道香港转口贸易具体的转口目的地。因为现有样本数据只包含中国内地通过香港转口到贸易伙伴的整体货物价值，以及贸易伙伴通过香港转口到中国内地的整体货物价值，并没有细分到具体国家或地区的转口货物价值，所以本文首先计算中国内地通过香港转口到贸易伙伴的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔVit)和贸易伙伴通过香港转口到中国内地的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后将它们从中国与贸易伙伴贸易数据统计的总体差异值中扣除，以消除转口贸易及其增加值对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。另外，考虑到香港转口的到岸价与离岸价的差别，本文借鉴相关文献，特别是杨汝岱(2008)所做的研究，将中国到香港的CIF/FOB转换系数Ca和贸易伙伴到香港的CIF/FOB转换系数C''''a均按104%进行计量。香港转口贸易的整体增值率为［转口额－(进口额－留港自用)］/(进口额－留港自用)，根据经济学家进行的估算，中国内地转口贸易增值率比香港转口贸易整体增值率约高出10%，贸易伙伴经过香港转出口到中国内地的转口贸易增值率按香港转口贸易整体增值率计算。香港转口贸易整体增值率和香港转口贸易增加值的测算结果见表1。4．主要贸易伙伴国或地区的选择。由于贸易伙伴国或地区的选择对最终测算结果有较大影响，为测算中国贸易伪报下资本外逃的规模，本文需分析中国与贸易伙伴的进出口统计数据，并计算两者之间的统计差异。本文在选择贸易伙伴国或地区时遵循两个原则:一是选择经济比较发达的国家或地区，因为它们的市场化程度高、资本管制少、统计数据也齐备;二是选择与中国贸易往来比较密切的国家或地区，因为它们与中国进出口贸易的货物价值占中国全部进出口货物价值的比重大，以此测算贸易伪报下资本外逃规模的结果就更加准确。基于这样的认识，本文选取美国、日本、德国、荷兰、法国、意大利、加拿大、西班牙、英国、香港、韩国、新加坡、台湾、印度尼西亚、印度、俄罗斯、马来西亚、澳大利亚、泰国、比利时、丹麦、芬兰、澳门、越南、波兰、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿马和智利等32个国家或地区的样本数据。样本期内，这些国家或地区在样本期内从中国进口的货物价值平均占中国全部出口货物价值的87%，其向中国出口的货物价值平均占中国全部进口货物价值的80%(表2)。

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中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）10-0137-02

0 前言

对外贸易在经济增长中具有重要作用。长期以来，很多人一直强调出口对一国经济的重大影响，而关于对外贸易与经济增长关系的研究文献往往只关注和分析贸易开放度、出口与经济增长的关系，很少注意进口与经济增长的关系。直到最近几年，人们开始意识到进口也可能对经济增长产生积极的促进作用，相关的经验研究文献也因此陆续出现。日本经济学家小岛清认为贸易对经济增长的作用是以贸易利益的形式来把握的，根据古典学派李嘉图的比较成本理论，贸易利益主要是指进口利益，出口是获得进口的手段。罗默（Romer,1993）利用76个发展中国家1960年的截面数据分析了机器和设备进口对生产的影响。科等人（Coe et al.,1997）考察了通过机器设备进口而流向欠发达国家的技术溢出效应。刘遵义（Lawrence,1999）在对20世纪80年代美国100多个制造业中国际竞争对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。一些文献还探讨了普通进口和技术扩散之间的可能联系（Coe and Helpman,1995；Keller,2001）。康诺利（Connolly,2003）用75个国家1965~1990年的专利数据代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国（发展中国家）模仿与创新的溢出效应。针对我国进口与经济增长的互动作用，我国有不少经济学者就这一问题进行了定性或定量分析。普遍认为进口对经济增长有推动作用（刘晓鹏，2001；张亚斌，2002；熊启泉、杨十二，2005；廖进中、邓海滨，2006；张亮，2006）。熊启泉和杨十二（2005）的“重新审视进口再经济增长中的作用”一文虽然应用了计量分析中比较前沿的研究方法，将定性分析和定量分析相结合，研究了进口贸易对GDP增长的动态影响及对经济增长的传导机制。杨全发等（1998）运用巴拉萨和费德等人建立的模型，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出出口的增长并不像想象的那样对经济增长起到促进作用。陈家勤从进口依存度和进口GDP增长弹性分析，得出我国进口的增长在GDP的增长中发挥了较大的作用。王建峰等依据已有的有关研究结果、数据、现实和历史经验提出对我国现行出口政策重新进行定位和调整，重新审视出口导向政策等等。因此，笔者认为，有必要再次对进口与经济增长之间的关系进行讨论。

首先从理论上分析当前适当增加进口的必要性与可能性，在此基础上利用Eview5进行协整分析来检验进口对GDP增长的作用。我国长期以来一直实行出口导向性的战略政策，不遗余力的推行以出口创汇为主要目标的对外贸易政策，这在很多程度上促进了经济的发展。然而，随着科技的发展和全球化程度的不断加强，我国的对外贸易发展进入了一个新时期，国际贸易环境发生了很大的变化，对中国现行的对外贸易政策提出严峻的挑战。随着世界经济发展缓慢，许多国家尤其是美国与中国的贸易摩擦不断增加，我国已成为世界上反倾销和贸易保护措施的最大受害者，出口贸易环境严重恶化。据统计，2003年中国对外贸易依存度高达60%，在如此高的贸易依存度下，增强产品在国际上的竞争力是经济发展的必要手段，而一味追求产品出口创汇则对我国经济发展构成威胁。过去，我国外贸政策主要放在规模与速度的增长上，追求贸易顺差与外汇储备，使企业片面强调多出口，多创汇，少进口，节约使用外汇，从而导致出口商品供给的急剧增加，价格迅速下降，贸易条件恶化，出现“贫困化”增加。在这种情况下，仍然保持以往的出口策略将会阻碍我国对外贸易的发展，影响我国的国际形象，破坏良好的国际环境，从而影响我国经济发展。要解决中国当前面临的这些问题，就要转变对出口的态度，适当的增加进口。依据很多国家发展经验，出口在很大程度上可以促进国民经济的发展。但各国宏观政策的实施依据国情进行，因此我们应立足国情来正确看待进出口对我国经济增长的作用。

1 进口贸易与经济增长关系的理论研究

进口与经济增长关系的研究最早可以追溯到古典经济学时代。亚当•斯密认为，出口带来的收益及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长(交易生利)。大卫•李嘉图指出,通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价,阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰•穆勒认为,通过贸易可以得到本国不能生产的原材料和机器设备等经济持续发展所必须的物质材料，同时推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率；通过产品进口造成新的需求，刺激和引导新产业的成长。

受古典经济学家上述观点和理论的启发，后来的经济学家进一步探讨了进口贸易对经济的带动问题。D•H•罗伯特逊和R•纳克斯认为资本品的进口使该国取得国际分工的利益，大大节约了生产要素的投入量,它是经济增长的主要因素；马克斯•科登提出的贸易对经济增长率影响效应理论，认为如果大量进口投资品，会使国内投资品相对价格较低，投资成本下降,而投资率的提高无疑会带来经济增长率的上升。

20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，同时将经济增长引入这一分析框架,把技术作为内生变量，研究技术变动、进口贸易、经济增长三者之间的互动关系。他们认为，技术通过中间产品的投入产生扩散。如果一国的R&D活动产生新的中间产品与现有的中间产品不同，或比现有的中间产品更好当这些中间产品出口时，进口国的生产力就会通过其贸易伙伴的研发效应和技术扩散得到提高。

2 数据、模型与实证分析

分析所使用的样本选取1985~2006年的有关数据，数据来源于2007的《中国统计年鉴》。根据研究问题的需要，按进口（M）、国内生产总值（GDP）等指标，作为样本进行分析。

由于大多数时间序列数据都是非平稳的，不满足传统的多元回归或其他方法对数据平稳的要求。在这种情况下，即便变量之间没有关系，也会由于非平稳的序列带有趋势而显现一定的关系，这也是所谓的“伪回归”的问题。针对这一问题，采用协整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回归方法为代表的实证方法是事前假定，即先假定变量存在因果关系，然后进行验证；而协整分析则是事后假定，即先判断单整阶数，只有变量间单整阶数相同，或不同阶数的变量经过组合后，理论上可能存在长期的均衡关系，才可以假定方程式。笔者根据研究问题的需要，选取我国1985~2006年的数据作为样本进行计量分析，在进行数据分析时，GDP按当年汇率折算成美元。为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这可消除各个变量之间的异方差性，使趋势线性化，不改变变量之间的协整关系。为考察进口贸易对经济增长的关系，本文采用GDP、M的自然对数形式，分别记为LnGDP、LnM。

2.1 样本数据描述性分析

从我国进口贸易与经济增长的对数图（图1）来看，在1985~2006年，我国进口贸易成上升趋势，LnGDP也呈上升趋势。序列表现不平稳，即序列使非平稳时间序列。LnGDP、LnM一阶差分后，由图2表明，新得到的数据序列没有明显的上升、下降趋势，调整后的时间序列趋于平稳。

2.2 样本数据平稳性检验

在进行计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）检验。对LnGDP、LnM的ADF检验如表1所示。

由于ADF=-1.739381，大于1%临界值，所以LnGDP是非平稳的，ADF=1.737057同样大于1%临界值，所以LnM也是非平稳的。进一步检验变量一阶差分序列以确定变量的单整阶数，在一阶差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%临界值，因此它们的一阶差分是平稳的，即LnGDP、LnM为一阶单整变量，可以进行协整关系检验。D-W值在2附近，表明时间序列是非自相关的。

2.3 Granger因果检验

进口贸易与经济增长之间的因果关系用经济计量方法检验可得。将LnGDP、LnM数据调入Eview5.0进行Granger因果检验，检验结果见表2。

从表2可以看出，进口是促进经济增长的原因，即进口和经济增长之间具有Granger因果关系。所以笔者在做协整分析时可以根据经济学有关理论，将进口作为经济增长的一个原因来分析。

2.4 协整分析

前面的单位根检验表明，我国GDP和进口贸易总额数据都是一阶单整的，他们之间应该存在一个平稳的线性组合，即LnGDP、LnM之间有长期稳定关系。根据最小二乘法，可以定量确定LnGDP、LnM两者之间的方程。

LnGDP、LnM之间协整回归方程：

LnGDP=1.123314LnM+2.820617

(6.467043) (2.259921)

R2=0.687616RD-W=1.361336

其中括号内给出的数字是t值。根据t值、R2值，可知回归方程解释能力较好，残差项有较强的一阶自相关性，进口每增长1%，GDP就随之增长1.123%。

进行协整检验，就是检验回归方程残差序列的平稳性，若残差序列是平稳的，则变量之间的关系是协整的；反之，则不是协整的。其检验方法就是采取单位根（ADF）检验。假定方程的残差表示为e。

在做单位根检验时，一般在5%拒绝零假设，即序列平稳。从残差序列的单位根检验结果看，e在5%、10%的置信范围，其ADF值均小于置信值，接受零假设，说明e通过了单位根检验，表明e时间序列平稳。进而说明LnGDP与LnM之间存在协整关系，即国内生产总值与进口之间存在稳定的均衡关系。

3 结论

通过对我国进口贸易与经济增长之间的实证分析，以及根据GDP、M因果关系分析，并在此基础上建立协整分析，可以看出进口与国内生产总值之间存在较强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但LnGDP与LnM之间存在长期稳定均衡关系，进口在很大程度上可以促进国民经济的增长。通过实证分析得出，进口与GDP之间存在协整关系，从长期来看，进口增加1%，会引起经济增长1.123%。当前出口导向的政策不仅为我国对外贸易带来的很多问题，而且大量的出口初级产品导致我国资源外流，降低了社会福利和人民生活水平。而适当增加原材料、设备、尤其是高科技产品的进口，这不仅有利于解决当前我国对外贸易存在的问题，而且有助于提高我国技术水平及资源使用率，实现产业结构升级，改变经济增长方式，还可以缓和我国收入分配恶化的趋势，从而提高社会福利和人民生活水平。另外，当前的外汇储备为我国增加进口提供了充足的资金。因此，要对我国的进出口有一个重新的认识，不能一味的强调出口、强调顺差、“重出口轻进口”，要认识到进口对GDP的拉动作用，保持进口与出口的均衡发展，从而促进我国经济持续健康增长。

参考文献

［1］（日）小岛清.对外贸易论［M］.天津：南开大学出版社，1987.

［2］陈家勤.中国出口贸易对经济增长的影响［J］.北京：财贸经济，2002.

［3］潘省初.计量经济学［M］.北京：中国人民大学出版社, 2002.

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自20世纪90年代以来，特惠贸易协定（PTAs）的数量急剧增长。截止2010年2月，世贸组织（及关贸总协定）收到共计462个区域贸易协定通报，已经生效的有271个，正在商签的还有33个（董灵、黄勇，2011）。中国与其他国家签订的PTAs均为建立自由贸易区，没有关税同盟协定。根据中国自由贸易区服务网（2011-07-12）统计，中国已签协议的自贸区有9个，涵盖香港和澳门特区、文莱、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、泰国、柬埔寨、缅甸、越南、巴基斯坦、智利、新西兰、新加坡、秘鲁、哥斯达黎加、孟加拉国、印度、老挝、韩国、斯里兰卡共21个国家和地区；正在进行谈判的自贸区有6个，涵盖澳大利亚、冰岛、挪威、瑞士、沙特、阿联酋、阿曼、科威特、卡塔尔、巴林、南非、博茨瓦纳、纳米比亚、莱索托和斯威士兰共15国；正在研究的自贸区有3个，包括韩国、日本和印度。已签约PTAs成员是中国重要的水果和坚果产品进出口贸易伙伴。联合国数据库的最新资料显示，中国对已签约PTAs成员的果品出口在占中国果品总出口的很大比重，且近年来该比重一直保持上升趋势，2010年对这些国家和地区的果品出口已经占到果品总出口的54.70%（表1）。另外，已签约PTAs成员也是中国果品进口的主要来源地，中国70%左右的进口果品均来自于与中国建有自贸区关系的成员，其中泰国、越南、菲律宾和智利是中国果品主要的进口来源地，2010年中国对其每个国家的年度进口额均超过2亿美元（表2）。中国与正在进行PTAs谈判成员间的果品贸易量不大，但与正在研究的PTAs成员之间的果品贸易关系密切，均以中国出口为主。正在研究的PTAs成员（日本、韩国和印度）历来是中国重要的果品出口贸易对象国，但近年来中国对日本和韩国的果品出口贸易地位在不断下降，印度的果品贸易地位却在不断上升。2002年中国对日本的果品出口占中国总出口的比重达到23.78%，但到2010年该比重已降至6.11%，且对日出口额绝对值也在下降；中国对韩国的果品出口占中国总出口的比重由2002年的3.38%降至2010年的1.23%，出口额的绝对值在年度间波动较大；印度的出口比重上升，在2006/2007年度得到较大突破，且2009年起出口额已远超韩国。就中国与这3个国家的进口贸易看，我国从日本、韩国和印度的果品进口额均在增长，但韩国在中国果品进口中的地位下降，相反印度的地位在提升。2002年韩国果品占中国果品进口的4.20%，到2010年，该比重下降至0.75%；印度果品在中国进口果品中的比值由2003年的0.02%提高到0.14%。

PTAs对果品贸易影响的实证分析

1模型构建

引力模型最早是由Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)分别开发并应用，长久以来被用于对国际贸易的决定因素的实证分析，其中一个主要用途是用来评估特惠贸易协定对国际贸易流量的影响，即测度“PTAs效应”（TristanKohl，2011）。Cheng&Wall（2005）归纳了引力模型的扩展过程，指出引力模型的标准形式为：（略）。Peter（2009，2010）年指出，两国建立PTAs关系的可能性会随着国家规模相似性和资本—劳动要素禀赋差异的增加而提高。基于贸易政策的内生性考虑，本文在PCS模型中加入关税、汇率、国家规模相似性以及资本—劳动要素禀赋差异变量，从国家规模、贸易冰山成本以及要素禀赋差异等方面扩展PCS模型，得到：（略）。为能够详细考察各国关税变动对我国果品进出口贸易的影响，需要对上述PCS模型进行调整，即在（3）式基础上进一步放松对关税的系数约束，构建一个关税变系数的扩展引力模型：（略）。由于式（5）是对PCS约束条件的放松，更贴近于现实，所以首先在理论上是合理的。根据以往经验研究，除距离（disij）、关税（Tijt）和汇率（RTt）变量系数预期为负值外，预计其余变量系数均为正值。

2研究对象及数据来源

选取2010年中国水果和坚果产品（HS分类中的08类）前49位贸易伙伴国作为研究对象国（地区），双边贸易数据来源于联合国贸易统计数据库（UNcomtrade）。2010年中国与前49位贸易对象之间的贸易额分别占中国果品贸易总额的97.90%和98.96%，因此这样的分析是比较切合实际的。各解释变量数据来源出处复杂，需进行简单介绍。（1）各国国内生产总值数据主要来源于世界银行的统计数据库。个别缺失数据来自于国际货币基金组织的数据。缅甸GDP根据中华人民共和国驻缅甸联邦共和国大使馆的数据资料折算所得。（2）人口数据来源于世界银行的统计数据。（3）研究涵盖现有的已经生效的9个自贸区协定，双边签订PTAs信息来源于中华人民共和国商务部国际经贸关系司信息。资料出处为中国自由贸易区服务网。在确定实施期时，对签订有早期收获计划的自贸区，规定实施期为早期收获计划开始日。（4）关税数据来源于WTO关税数据库，对于签订有PTAs的贸易伙伴国，将根据自贸区协定中的关税削减公式计算得到双边关税实施税率，并将所得税率与WTO关税数据库的税率做协调处理。假定2002年以来非PTAs成员国之间的关税保持不变。（5）disij是用微软必应地图测量得到两国家（地区）首都空中直线距离。（6）langij和bordij是虚拟变量，若贸易对象使用汉语（汉字）及与中国在陆地疆土上临界，则分别赋值为1，反正赋值为0①。

3实证结果与分析

由于研究时间区间为2002~2010年，进出口贸易对象分别有48个（缺少朝鲜贸易数据），横截面个数远大于时序个数，所以回归时允许不同的截面存在异方差，从而选择按截面加权的方式。估计方法采用面板校正标准误（PCSE）方法，运算工具为eviews6.0。

(1)果品出口模拟结果分析

表3显示了果品出口贸易的模拟结果。从模拟结果可见，调整后的PCS模型对中国果品出口贸易的拟合情况较好，多数解释变量能够通过显著性检验，且模型的拟合优度达到0.944431，表明该模型可在一定程度上用于解释中国果品的出口贸易问题。首先，代表国家规模变量的模拟结果显示，在其他条件不变的情况下，进口贸易伙伴的经济规模每提高1个百分点，中国对其果品出口额将提高2.2%；而进口国人口每增长1%，中国对其果品的出口额会下降0.39%。虽然本国GDP变量没能通过检验，但与果品出口呈现负相关关系；中国人口每增长1%，果品出口会提高314%。由此推测，在果品出口方程中，用国内生产总值变量代表国民对果品的消费能力，而用国家人口数量表示果品供应能力进行解释将更为合适，即国家经济增长会促进果品消费需求增长，而人口增长会促进果品供给增长。贸易成本角度的实证结果显示，拥有共同的语言和边界降低了交易成本，对果品出口有正向作用，尤其是语言对出口的正向促进作用显著；距离造成的运输成本对果品出口具有负向作用。另外，人民币兑美元的汇率虽然没有通过检验，但变量系数为负值，证明人民币升值不利于果品出口。此外，实证结果还显示，与贸易伙伴的国家规模相似性提高会抑制中国果品出口，相似度每提高1%，果品出口会降低1.01%。劳动力—资源禀赋差异没有通过显著性检验，对果品出口影响不显著。多数国家削减进口关税对中国果品出口具有明显地促进作用。在其他条件不变的情况下，贸易对象关税每降低1%，中国果品出口将平均提高0.27%。塔吉克斯坦的关税减低对中国果品出口促进作用最大，塔方关税每降低1%，中国对其果品出口额将提高2.27%；其次是美国、日本和韩国，关税每降低1%，中国果品对其出口额将分别提高2.14%、2.12%和1.12%。另外，出口模拟结果中存在一个突出的现象是，存在相当数量的国家（关税系数为正的有23个，在5%水平上通过显著性检验的有18个），其进口关税与中国果品出口呈正相关关系，即关税削减反而抑制了中国对其果品出口的增长。在关税系数通过检验的国家中，多数国家都是与中国建立有PTAs关系的国家，涉及到东盟自贸区（越南、马来西亚、印尼、菲律宾、泰国、新加坡）、港澳地区以及中国—新西兰自贸区和亚太经贸组织（斯里兰卡和孟加拉）。

(2)果品进口模拟结果分析

篇5

影响进出口贸易的因素有很多种，本文就人民币汇率对上海市进出口贸易影响进行实证分析，即研究人民币汇率因素的影响。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示进口(或出口)占进出口总额，G表示人民币汇率波动幅度，ε表示其他因素带来的误差，在此假设为常量。

变量选取

下文实证研究所采用的数据来自于上海市统计局官方网站，分析了2005—2011年我国人民币汇率、上海市进口额占进出口总额的比例和出口额占进出口总额比例。根据J曲线效应理论分析，因为2005—2008年处于J曲线效应，其具有时滞性，该区间数据不作为分析样本数据，故本文选取了2008年上海市的进出口数据值为样本初始值，样本长度为2008—2011年上海市进出口额数据(数据略)。

数据处理

篇6

FTA即自由贸易协定，是一种区域性的贸易协定，指两个或两个以上的国家或地区为了进行自由贸易活动，通过谈判协商，逐步减少甚至废除关税和非关税壁垒，从而创造经济圈而签订的协定。

中国与东盟地理相邻，一直以来，经济政治文化往来密切，所以中国与东盟建立自贸区有着良好的先天基础，02年，中国与东盟之间签署了《中国与东盟全面经济合作框架协议》，从此开始了共建自贸区之路，经过多年努力，到2010年，中国国一东盟自由贸易区已经正式全面启动，东盟已取代日本，成为中国第三大贸易伙伴，而中国则成为了东盟的第一大贸易伙伴。本文拟采用1996-2012年双方的贸易数据，通过贸易比重，贸易强度，以及巴拉萨模型来研究FTA的签订给中国和东盟双方贸易带来的影响。

在研究FTA对于中国与东盟贸易及经济影响方面，学者主要采取了可计算的 一般均衡（CGE）模型、引力模型和巴拉萨模型三种模型进行研究。

薛敬孝、张伯伟（2004）应用CGE模型使用GTAP第五版数据库对亚洲地区不同贸易合作安排所可能产生的效果进行分析。结论认为中日韩与东盟“10+3”在所有的贸易安排中效果最佳，但没有明确区分贸易转移和贸易创造。CGE模型本身结构复杂， 尤其是对数据要求非常高， 因而在推广使用上具有一定的局限性。

杨欢（2012），运用巴拉萨模型，采取92-07年的相关数据，对中国-东盟自贸区建立后对中国的进口贸易的效应进行分析，结果显示，签订FTA后中国进口贸易存在贸易创造而不存在贸易转移。蒋菡英（2008）选取了1985-2006年的相关数据，分析FTA的签订有助于区内贸易流量的扩大，但与欧盟，北美自贸区相比，区域内贸易比重仍然偏小，贸易创造有限，而且贸易创造效应对于东盟国家更为明显。巴拉萨模型易于操作，克服了贸易创造和贸易转移难以计算的问题，本文将采用这种模型。

陈雯（2009）选取2002-2006年期间中国和133个贸易伙伴的贸易数据，运用引力模型的单国模式分析中国-东盟自由贸易区的建立对中国与东盟国家进出口贸易的影响，通过分析发现FTA签订对中国与东盟的进出口有贸易创造效应 但是对中国从东盟进口的推动作用大于对中国向东盟出口的推动作用，另外，中国与东盟国家在纺劳动密集型产品织品（服装和电子电器等）上存在着竞争，这一定程度上阻碍了中国对东盟的出口。

一、中国-东盟FTA对双边贸易的影响

中国与东盟建立自贸区以来，双方降税进程不断向前推进，贸易随之快速发展，07年中国向东盟出口941.8亿美元，而到了2010年中国东盟自贸区全面启动，当年出口额增长到1382.2亿美元，双边贸易达到2927.8亿美元，更有分析称，拥有6亿人口的东盟，将在未来成为中国的第一大贸易伙伴。对于签订FTA对于中国和东盟贸易的影响，可以通过贸易比重，贸易强度指数进行衡量。

（一）贸易比重

贸易比重，指a国向b国的出口占a国向世界出口总额的比重，或a国从b国的进口占a国世界进口额的比重，本文从UN Comtrade中选取了1996-2012年中国与东盟五国（菲律宾，马来西亚，新加坡，泰国，印度尼西亚）的贸易往来数据，计算出了相应的贸易比重，通过贸易比重可以直观的表现双方贸易往来情况。

图1，图2显示中国对东盟各国出口贸易比重整体呈上升趋势，但上升趋势较为平缓，相对于其他东盟国家，中国对新加坡一直保持较高的出口水平，但在金融危机后，出口比重下降到0.02以下，2010年后，随着全球经济复苏，情况有所好转。在进口方面，中国从五个国家的进口比重有升有降，与双方在某些产品存在竞争关系有关。签订FTA后，对中国从菲律宾的进口起到了一定促进作用，对其它国家则并不明显。

（二）贸易强度指数

图3，图4显示中国对东盟出口贸易强度指数在FTA签订后呈上升趋势，在进口方面，马来西亚上升幅度较大，在2009年相对于2002年上升了21%，而菲律宾在08年之后成为东盟主要五国中与中国在出口方面贸易关系最为紧密的国家。在进口方面，中国从菲律宾进口贸易强度指数在07年曾达到了6，在此之后虽然有所下滑，但截至12年，马来西亚，菲律宾贸易强度仍然保持在3左右，明显高于其他国家。

（三）小结

由上面几张图表，我们可以总结中国东盟FTA带来的贸易影响有以下特征：

1）FTA签订对双方贸易起到了促进作用，双方贸易比重都有所提升，这说明双边在加大对彼此产品的市场需求，但相对于中国而言，对于东盟的促进作用更为明显。FTA签订大力推进了东盟国家向中国的出口，使近几年中国对东盟的贸易逆差额不断缩小，到09年时，双方贸易额已经基本持平，这说明FTA签订后，东盟成为最受惠地区。

2）双方贸易受国际经济大环境影响较大。在2008年左右，中国与东盟贸易出现了较大波动，这是由于双方贸易产品结构较为单一，而且双方对外贸易依存度较高，综合几种因素，双方贸易极易受到国际经济形势影响。

二、FTA对中国和东盟贸易影响的实证研究

（一）模型的选取：

巴拉萨模型在1967年由巴拉萨建立，其基本假设是，在区域经济一体化之前，进口需求弹性不变，若在此之后发生改变，则改变是由于施行区域经济一体化产生的，如果区域内进口需求弹性增加，则说明存在总的贸易创造效应，若区域外进口需求弹性减少，则说明存在贸易转移效应。

α1为经济一体化之前的进口需求弹性α1+α2为经济一体化后的进口需求弹性，当α2大于0时，进口需求弹性增加，α2小于0时，进口需求弹性减少。

（二）数据选取

为了便于研究，将东盟视为一个整体，因为文莱，越南，缅甸，柬埔寨，老挝数据不全且贸易量较小，所以以东盟主要五国新加坡，印尼，马来西亚，泰国，菲律宾的加总数据代替东盟的相关数据，本文选取1996-2012年的数据，中国与东盟五国进口总额由UNcomtrade数据库获取，人均GDP由UNdata数据库取得，其他数据在此基础上计算取得，回归数据以2002年为划分点，02年之前，虚拟变量d取0，02年之后d取1。

（三）实验结果及分析

运用Eviews6.0对（5）（6）（7）进行最小二乘法估计，得到结果如下：从回归结果结果来看，进口与人均GDP成正比，符合预期，由T检验值，调整R2，F检验值，D-W值可以看出模型模拟的较好，不存在自相关，各变量的系数都在10%显著水平以上，变量能够很好的解释被解释变量。

将回归结果归纳为下表2，比较FTA签订前后的进口需求收入弹性的变化：

1）中国区域内进口需求收入弹性小于1，而东盟区域内进口弹性大于1，这是因为中国主要从东盟进口原材料和农产品，这些产品弹性较小，而东盟主要从中国进口机电产品与纺织品，弹性较大。

2）对于东盟，相对于中国，其区域内进口弹性要大于总的进口需求弹性，而中国则相反，这在一定程度上反映了双方在对方贸易中的地位，从东盟的进口占中国总进口额较低，这与事实相符。

3）对于中国和东盟，总进口需求收入弹性，区域内进口，区域外进口收入弹性都有所增加，说明自贸区的建设不仅产生了总的贸易创造效应，还获得了净贸易创造效应，双方贸易的扩大，使从区内其它国家的进口替代了一部分国内的生产。

而相应的净转移贸易效应很不明显，我认为原因有以下几个方面：

首先中国与东盟签订FTA后，04年实施早期收获，05年推行全面减税，直到2010年才全面落实0关税，FTA发挥效用时间较短，而且双方贸易在近几年也受到世界经济危机的影响。

其次，许多企业还没有真正认识到中国与东盟签订FTA后所隐藏的商机，在王玉主，沈铭辉关于中国与东盟的FTA实施情况研究中发现在中国企业中已利用FTA的为16.3%，计划利用的企业占19.0%，这说明双方仍有很大发展空间。

最后，中国在入世后，对于其他非东盟国家也实施了不同程度的降税，致使贸易转移效应不明显。

三、总结与建议

采用贸易比重，贸易强度指数，巴拉萨模型研究FTA签订对于中国东盟贸易的影响，结论大体一致：FTA的签订促进双方贸易的扩大，双方贸易比重不断提升，但FTA对东盟贸易的促进作用更为明显。双方发生了贸易创造，与此同时，中国与东盟双方签订FTA后，贸易产品结构较为单一，不易替代各自与区外发达国家间的贸易，因此没有产生明显的贸易转移效应，这说明中国-东盟自贸区作为典型的南南型区域经济一体化组织，FTA的签订带来的区域内贸易流量的增加有限。

为了进一步深化双边贸易互动，促进双方贸易协调发展，提高整个自贸区经济竞争力，我有以下几点建议：

1）推进国内产业结构改革，增大双方贸易互补性。随着中国劳动薪酬提高，环境执法趋严，越来越多的“中国制造”变成了“越南制造”“印尼制造”等等，中国与东盟许多产品存在竞争性，对此，中国应该逐步调节产业结构，提高技术附加值较高产品的对东盟出口比重，加强从东盟进口所需原材料与半成品，增加

双方贸易的互补性。

2）加强相关优惠政策的宣传，提高相关行政工作的效率。应该让更多企业了解中国东盟自贸区的相关政策，为企业提供帮助，促进更多企业走出去，充分利用对方的优势资源，发展规模经济，增强企业在全球范围内的竞争优势。

3）加强相关基础设施以及金融服务体系的建设。西南地区交通条件较差，在一定程度上制约了我国东盟一些国家的贸易发展，所以要不断推进相关交通以及通讯设施的建设，另外，建立可以共享互动的信息平台以及相关金融服务体系，可以进一步促进信息流动，减少交易成本。

4）增强政府互信，使中国与东盟在更多层次更多领域开展合作。双方在发展经济的同时，应该加强开展政治对话，增强互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此开放、共同繁荣、协商一致”的区域合作原则，增进了解，促进解决相关贸易机制，运行选择，南海等相关问题，并要协商一致抵制以美国为首的发达国家对中国东盟自贸区的干预，为双方贸易发展提供良好的政治环境。

参考文献：

[1]薛敬孝，张伯伟.东亚经贸合作安排：基于可计算一般均衡 模型的比较研究[J].世界经济，2004，06：51-59.

[2]李荣林，赵滨元.中国当前FTA贸易效应分析与比较[J]. 亚太经济，2012，03：110-114.

[3]杨欢.中国―东盟自由贸易区中国进口的贸易效应研究 ――基于巴拉萨模型[J].对外经贸，2012，09：10-11.

篇7

基金项目：国家自然科学基金项目“强制性生育政策、低生育陷阱与中国经济的长期增长：微观机理与实证检验”（项目编号：71473118）；教育部人文社会科学重点研究基地重大目“长江三角洲全面建设小康社会中的开放发展研究”（项目编号：16JJD790025）

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1003-854X（2017）03-0097-05

一、引言与相关文献综述

对外贸易、投资和消费是推动我国经济增长的重要动力，加入WTO以来，我国对外贸易迅猛发展，进出口贸易总额从2001年的4.22万亿元人民币，增长到2015年的24.59万亿元人民币。中国已成为世界第一大出口国，第二大进口国，进出口总额居世界第一。2015年，受低迷的国际经济形势和国内产业结构转型升级的影响，我国进出口贸易出现了“双降”，全年进出口总值24.59万亿元，同比下降7%。其中，出口14.14万亿元，同比下降1.8%；进口10.45万亿元，同比下降13.2%，但进出口贸易总额仍占GDP的36.3%，其中出口占GDP的20.9%，进口占GDP的15.4%。在经济新常态下，对外贸易在我国经济增长中仍起着重要作用，更是新形势下提振我国经济增长的主要动力之一。

影响进出口贸易的因素很多，而汇率水平无疑是最直接最重要的因素之一。汇率水平，尤其是实际有效汇率水平直接影响了进出口商品的价格。本国汇率贬值将降低以外币计价的出口商品价格，从而增强本国出口商品竞争力，有利于出口；本国汇率贬值将提高以本币计价的外国商品的价格，从而不利于进口。相反，汇率升值则有利于进口，不利于出口。自2005年7月21日人民币实行有管理的浮动汇率制度以来，人民币名义汇率和实际汇率大幅升值。截至2015年6月末，人民币名义有效汇率升值45.62%，实际有效汇率升值55.75%。汇改后人民币汇率的波动性进一步加大，这无疑将直接影响未来我国进出口贸易的走势。

关于汇率与对外贸易的关系，国内外学者已经做了大量的研究。基于国际收支调节理论的马歇尔―勒纳条件（Marshall-Lerner Condition）认为：当出口商品的汇率弹性与进口商品的汇率弹性之和大于1时，本币贬值有利于改善一国的国际收支；相反，当进出口商品的汇率弹性之和小于1时，本币贬值会恶化一国的贸易收支。随后的大量研究围绕着马歇尔―勒纳条件的验证展开。Rose（1991）利用1974年到1986之间的年度数据对5个主要OECD国家贸易收支的实证研究表明，实际有效汇率水平对贸易收支的影响并不显著，马歇尔―勒纳条件不成立①。Bahmani-Oskooee（1998）利用协整方法研究了发展中国家的贸易弹性，结果表明大多数发展中国家的贸易弹性足够大，货币贬值有利于改善贸易收支，马歇尔―勒纳条件成立②。Wilson（2001）通过分析货币贬值对马来西亚、韩国和新加坡的贸易收支的影响，得出马歇尔―勒纳条件在这些国家不成立③。Inrandoust，Ekblad和Parmler（2006）利用基于似然估计的面板向量协整方法分析了1960年到2001年瑞典和主要贸易伙伴之间双边贸易的价格弹性和收入弹性，结果显示8个主要贸易伙伴国中仅有两个国家满足马歇尔―勒纳条件④。Sastre（2012）通过实证研究认为贬值有利于改善西班牙的贸易收支⑤。从已有的研究来看，汇率对国际收支的影响还没有一致的结论。

学者们对人民币实际有效汇率和中国进出口贸易也做了大量的研究，但研究结论差异较大。谢建国、陈漓高（2002）通过协整分析及冲击分解，验证人民币汇率贬值对中国贸易收支的改善并没有明显影响，中国贸易收支短期主要取决于国内需求状况，而长期则取决于国内供给状况⑥。卢向前、戴国强（2005）利用1994―2003年月度数据对人民币实际汇率与进出口贸易进行了实证分析，结果表明人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著的影响⑦。谷宇、高铁梅（2007）认为在长期，人民币汇率波动性对进口、出口的影响显著不同，对进口表现为正向冲击，对出口表现为负向冲击；在短期，对进口、出口都表现为负向冲击，但对进口的冲击效应稍大⑧。Zhang和Sato（2012）利用1987―2009季度数据建立和估计了VAR模型，研究发现中国的贸易平衡受到人民币汇率变动的影响不大，主要影响为外部需求冲击⑨。丁正良、纪成君（2014）建立VAR模型对1978―2012年中国经济增长、进出口贸易以及实际汇率进行实证研究，结果表明实际汇率贬值促进出口贸易，对进口贸易影响较弱；实际汇率与经济增长存在长期均衡关系⑩。杨凯文、臧日宏（2015）使用GARCH模型测算人民币汇率波动，运用ARDL协整方法研究在现行汇率制度下人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应，研究结果表明人民币汇率波动对我国国际贸易具有负面的传导效应，国际贸易尤其是出口贸易会受到人民币汇率波动的影响{11}。

国内外学者从不同角度，利用不同的计量方法对汇率和进出口贸易的关系进行了研究，得出很多有价值的结论。但由于数据来源、模型建立、计量方法等方面的不同，所得结论并不相同，有的甚至截然相反。本文在国内外研究的基础上，采用2001年1月至2015年9月的月度数据作为样本，研究实际有效汇率波动对中国进出口贸易的影响。与以往的研究相比，本文以月度数据代替年度数据与季度数据，建立向量误差修正模型，且在构建模型时加入外商直接投资这一变量，从而更好地评估实际有效汇率波动对进出口贸易的短期与长期影响。

二、模型的构建和数据、变量的选取

1. 分析框架

考虑一个不完全替代模型，进口商品与出口商品均为非完全替代品。我们假定本国的进口需求M是本国的国民收入水平YD、本国商品价格P、贸易伙伴国的出口商品价格PX*，人民币名义汇率E的函数。本国的出口需求X是贸易伙伴国的国民收入水平YW、本国出口商品价格PX、贸易伙伴国的商品价格P*、人民币名义汇率E的函数。假定本国的出口商品价格PX等于本国的商品价格P，贸易伙伴国的出口商品价格PX*等于其国内的商品价格P*。我们不考虑供给方面的影响，假定出口商品的供给弹性无穷大，则进出口贸易的函数可以表示为：

实际有效汇率REER（Real effective exchange rate）是对名义汇率进行物价调整后得到的汇率，反映了两国货币的购买力之比，有：

因此，式（1）和式（2）可改写为：

为了甄别外商直接投资（FDI）对中国进出口贸易的影响，我们进一步将FDI这一变量引入进出口方程，有：

本文将对模型（6）和模型（7）分别建立向量误差修正（VEC）模型。

2. 数据和变量的选取

鉴于人民币实际有效汇率和进出口贸易的短期波动性大，本文采用月度数据，样本期为2001年1月至2015年9月。进出口月度数据来自EIU数据库，并根据进出口价格指数调整为定基数据。进出口价格指数来自中经网月度数据库，并根据2009年1-12月《中国对外贸易指数》各期进行了向前和向后的定基转换为以2005年为100的定基数据。人民币实际有效汇率REER来自国际清算银行（BIS）数据库。本文中，REER上升表示人民币升值，REER下降表示人民币贬值。FDI数据来源于中经网数据库，由于缺乏GDP的月度数据，所以国内收入水平YD以工业增加值指数代替，工业增加值指数来自BVD的EIU数据库。国外收入水平YW是以美元衡量的实际的外国收入，由中国主要的出口贸易伙伴国的国民收入按照各国占中国出口贸易的权重加权得出，YW=∑wiYi。其中，i槲夜主要的十大出口贸易伙伴国，即美国、日本、韩国、德国、荷兰、英国、俄罗斯、新加坡、印度和澳大利亚。wi为贸易权重，根据IMF《国际贸易方向统计》各期贸易伙伴国占中国出口贸易的权重计算得出。Yi为各国的月度GDP，由各国季度GDP通过二次函数插值法计算得出。以上数据都转换为以2005年为基期的定基数据，并采用X12加法模型进行季节调整后取自然对数，分别记为lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw。

三、实证检验结果与分析

由于进口、出口、国内收入水平、国外收入水平、外商直接投资和人民币实际有效汇率都具有内生性，因此本文采用向量自回归 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型进行分析。VAR模型是由Sims（1980）最先提出的一种多变量数据分析方法。该模型不以经济理论为基础，直接考虑时间序列中各经济变量间的关系，采用多个方程联立的形式，把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，进而估计全部内生变量的动态关系。VAR模型的一般形式为：

其中，yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，p为滞后阶数，T为样本个数，k*k维矩阵Φ1，∧，Φp和k*d维矩阵H是待估计的参数，ξt为k维扰动向量。

VAR模型只有在变量是平稳的条件下才是稳定的。如果时间序列不平稳，但变量之间存在协整关系，可以建立具有协整约束的VAR模型，即向量误差修正（VEC）模型。VEC模型的一般表达式为：

其中，ecm是误差修正向量，反映变量之间的长期均衡关系。系数矩阵a反映了变量之间偏离长期均衡状态时将其调整到均衡状态的调整速度，系数矩阵Γi反映各个变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。VEC模型既衡量了变量之间的长期均衡关系，也反映了变量之间的短期变化。

1. 变量单位根及协整检验

在利用变量建立模型之前，需要对数据进行平稳性检验。本文采用扩展的迪克―富勒（ADF）检验对lnexport，lnimport，lnreer，lnfdi，lnyd，lnyw进行平稳性检验。检验结果见表1。

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上拒绝零假设。

由ADF检验可以看出，lnexport，lnimport， lnreer， lnfdi， lnyd，lnyw均为非平稳序列，而它们的一阶差分项是平稳的时间序列。因此，所有的变量均为一阶非平稳的时间序列I（1）。它们之间可能存在着协整关系。Johansen在1988年及1990年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的多变量协整检验方法，将所有的变量都视为内生变量，相对于单变量协整模型而言，残差更小，解释力更强。我们对模型（6）和模型（7）分别进行协整检验，根据赤池信息准则（AIC）确定合适的滞后期。检验结果见表2、表3。

检验结果显示，模型（6）和模型（7）都在5%的显著性水平上拒绝没有协整关系的零假设，并接受至多有一个协整向量的零假设。因此，模型（6）和模型（7）存在协整关系，且仅存在一个协整向量。

括号内的数字为t统计量。进口协整方程显示，长期内，实际有效汇率会对进口形成正向的冲击，汇率升值增加进口，汇率贬值减少进口，但这种影响并不显著。国内收入对进口产生正向的影响，外商直接投资对进口产生负向的影响，并且两者在统计上都是显著的。国内收入和外商直接投资对进口的影响的弹性都大于1。协整检验结果表明，实际有效汇率对进口的长期影响不显著。我们认为主要有以下两个方面的原因：一方面，进口主要受国内需求的拉动。2001年以来，我国经济快速增长，年均增长率达到9.6%，国民收入水平大幅提高，拉动了对进口商品的需求，进口商品的需求受价格因素的影响较小；另一方面，我国的进口贸易主要以初级品和资本品的进口为主，这些产品的需求价格弹性小，因此汇率水平导致的进口价格变化对需求量的影响也较小。出口协整方程显示，长期内，实际有效汇率对出口形成负向的冲击，国外收入和外商直接投资对出口形成正向的冲击，并且统计上都是显著的。这一结果表明，人民币实际有效汇率的升值将不利于中国出口的长期增长，相反，实际汇率的贬值则将促进中国出口的长期增长。由出口协整方程可以看出，国外收入的提高和外商直接投资的扩大对中国的长期出口也有显著的正向促进作用。从变量的系数大小来看，汇率、国外收入和外商直接投资对出口的影响的弹性都大于1。

2. VEC模型

由Johansen协整检验的结果可知，进出口与人民币实际有效汇率、国内收入或国外收入、外商直接投资之间存在着协整关系，我们可以在此基础上建立VEC模型研究各变量之间动态的短期和长期关系，VEC模型的最优滞后期根据赤池信息准则（AIC）确定，检验结果如表4所示。

从进口VEC模型可以看出，短期内，人民币实际有效汇率和外商直接投资对进口产生负向冲击，国内收入对进口产生正向冲击，并且这些影响都是显著的。实际有效汇率在短期内会对进口产生负向冲击，汇率升值会抑制进口。汇率升值1个百分点，进口将在滞后两期时减少1.2个百分点。国内收入在滞后两期对进口产生正向的影响，国内收入上升增加进口需求，收入每增加1个百分点，进口将增加0.626个百分点。外商直接投资在短期对进口产生正向的影响，但影响较小，外商直接投资每增加1个百分点，进口增加0.08个百分点。这与外商直接投资对进口的长期影响方向相反，表明我国的外商直接投资短期内会带动相关设备、产品的进口，增加进口，而长期则会产生替代进口的作用。进口VEC模型表明，短期内汇率对进口会形成负向冲击，出现汇率升值抑制进口的现象，与谷宇、高铁梅研究得出的结论相似。这一结论与传统的国际经济学理论相悖。我们认为可以从以下两个方面去解释：一方面，汇率影响具有滞后性。汇率升值后，由于合同期的存在以及价格和市场的滞后反应，需要经过一段时间的滞后才会对进口产生正向的影响。另一方面，这与市场的汇率升值预期有关。当市场存在升值预期时，理性的进口商会推迟进口，以获得更多的利益。2001年以来，我国实际有效汇率升值幅度较大，市场的确普遍存在着人民币升值的预期。此外，长期协整关系对短期进口贸易的调整非常微弱并且不显著。

从出口VEC模型可以看出，短期内，除了实际有效汇率对出口的影响是统计显著外，国外收入和外商直接投资对出口的影响并不显著。短期内，汇率对出口形成负向冲簦汇率升值增加出口，汇率贬值减少出口。汇率的影响在滞后两期才产生效果，汇率升值1个百分点，短期出口将下降1.315个百分点，低于长期中的出口汇率弹性，但大于短期的进口汇率弹性。国外收入的增加转化为出口需求要经过一段时间的时滞，因此短期内不影响进口需求，长期会对进口需求有正向的影响。同样，外商直接投资短期内无法转化为出口生产力，不影响出口；长期有促进出口的作用。当变量之间偏离长期均衡时，长期均衡关系对出口的短期波动的调整也是非常微弱的。

3. 汇率变化的脉冲响应分析

脉冲响应函数描述的是VAR和VEC模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，观察模型中的各变量随着时间的推移对于冲击是如何反应的。在VEC模型的基础上，我们运用脉冲响应分析我国进口贸易、出口贸易受到国内外收入水平、实际有效汇率、外商直接投资扰动时变动的方向与变动的范围。

图1显示了我国进口贸易对实际有效汇率、国外收入和外商直接投资的冲击响应。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月度），纵轴表示进口对冲击的反应。本期汇率的一个冲击会对进口产生负向的影响，这种负向影响并没有立即形成，从滞后两期开始，在滞后三期达到最大值，并且此影响具有较长的持续效应。国内收入冲击会对进口贸易产生正向的影响，在滞后三期时达到峰值，并从第五期开始形成稳定的正向影响。尽管收入的冲击影响幅度较小，但影响的持续时间较长。外商直接投资对进口贸易会形成正向冲击，冲击在滞后两期时达到最大值，然后逐步减弱，直至冲击影响消失。从进口贸易的脉冲响应可以看出，进口主要受汇率和国内收入的冲击影响，且汇率的冲击影响大于国内收入的冲击影响。

下图2显示了我国出口贸易对实际有效汇率、国外收入和外商直接投资的脉冲响应。横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月度），纵轴表示出口对冲击的反应。从图中可以看出实际有效汇率冲击对出口会形成负向的影响，在滞后三期时达到最大值，且影响具有较长的持续效应。比较图1和图2可以看出，汇率冲击对出口的影响要大于对进口的影响。国外收入冲击对我国出口贸易短期内几乎没有影响。外商直接投资会对我国出口形成正向的冲击，在滞后两期时形成最大的冲击，且冲击的影响时间较长，但冲击的影响幅度较小。从出口贸易的脉冲响应看出，出口主要受汇率水平和外商直接投资的冲击影响，且汇率的冲击影响大于外商直接投资的冲击影响。脉冲响应分析结果进一步证实了前文的结论。

四、结论及启示

本文利用2001年1月到2015年9月的月度数据，建立VEC模型分析了我国进出口贸易与实际有效汇率、国内收入、外商直接投资的长期协整关系和短期动态关系，研究结果显示：（1）在短期，实际有效汇率、国内收入和外商直接投资对进口的影响都是显著的。实际有效汇率对进口表现为负向冲击，汇率升值减少进口，汇率贬值增加进口；国内收入和外商直接投资对进口都表现为正向冲击。在长期，实际有效汇率对进口产生正向冲击，但并不显著；国内收入对进口产生正向冲击；外商直接投资对进口产生负向冲击。（2）在短期，实际有效汇率对出口表现为负向冲击，即汇率升值减少出口，汇率贬值增加出口；国外收入和外商直接投资对出口没有短期影响。在长期，实际有效汇率、国外收入和外商直接投资对出口的影响都是显著的，实际有效汇率对出口产生负向冲击，而国外收入和外商直接投资对出口产生正向冲击。（3）人民币实际有效汇率对出口的影响大于对进口的影响，出口的汇率弹性大于进口的汇率弹性。

本文的分析结果表明，无论在短期还是长期，人民币实际有效汇率对进出口贸易的影响都是显著的，尤其对出口贸易。实际有效汇率波动影响国际收支的路径主要是通过影响出口而非进口，从实证分析结果来看，汇率贬值无论在短期还是长期都能增加出口，进而带动国内经济增长。实际有效汇率的升值将不利于中国出口的长期增长，相反，实际有效汇率的贬值则将促进中国出口的长期增长。一直以来，我国经济发展的外贸依存度很高，出口是拉动我国经济增长的“三驾马车”之一。在进出口出现双降的2015年，我国的外贸依存度仍达到36.3%。在国内经济下行压力增大的情况下，人民币汇率直接影响着我国的进出口贸易，关系着我国经济的持续、稳定和健康发展。人民币实际有效汇率水平受名义汇率、价格水平、外部冲击等多方面的影响，汇率的调整要综合考虑国内外多方面的因素，谨慎行事。

注释：

① A. K. Rose， The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade： Does the “Marsholl-Levner” Condition Hold？ Journal of International Economics， 1991， 30（3-4），

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② M. Bahmani-Oskooee， Cointegration Approach To Estimate the Long-run Trade Elasticities in LCDs， International Economic Journal， 1998， 12（3）， pp.89-96.

③ P. Wilson， Exchange Rates and the Rrade Balance for Dynamic Asian Economies―Does the J-Curve Exist for Singapore， Malaysia and Korea？Open Economic Review， 2001， 12（4）， pp.389-413.

④ M. Irandous， K. Ekblad and J. Parmler， Bilateral Trade Flows and Exchange Rate Sensitivity： Evidence From Likelihood-Based Panel Cointegration， Economic Systems， 2006， 30（2）， pp.170-183.

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⑥ 谢建国、陈漓高：《人民币汇率与贸易收支协整研究与冲击分解》，《世界经济》2002年第9期。

⑦ 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》，《经济研究》2005年第5期。

⑧ 谷宇、高铁梅：《人民币汇率波动性对中国进出口影响的分析》，《世界经济》2007年第10期。

⑨ Z. Zhang and K. Sato， Should Chinese Renminbi be Blamed for its Trade Surplus？ A Structural VAR Approach， The World

Economy， 2012， 35（5）， pp.632-650.

篇8

中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1007-4392(2009）03-0010-04

一､引言

伴随着中国产品的大量出口，中国的贸易盈余持续扩大，外汇储备快速增长，人民币汇率问题越来越成为世界范围内关注的话题。在学术界人民币实际汇率变动对中国对外贸易的影响并没有达成共识，尽管多数研究发现人民币实际汇率升值将显著减少中国的对外出口，但是关于人民币实际汇率变化对中国进口额的影响方面仍存在着分歧。不同于一般经典理论中对本币汇率升值将增加本国对外进口的描述，经过实证研究，最近的研究存在着两种不同观点:一种观点认为人民币汇率变动对中国的进口额不存在显著影响，另一种观点认为人民币实际汇率升值将显著减少中国的进口额。

因为理论与实际之间存在着分歧，才构成了人民币实际有效汇率变动的进口效应之迷，本篇文章主要关注的是人民币汇率变动对中国的进口方面的影响。通过研究人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，来解释中国的进口与汇率之间存在的特殊关系，并从贸易结构与进口产品构成的角度做出解释。本文发现中国的进口额伴随着人民币实际有效汇率升值而减少，并且进口与出口之间存在推动关系，这是由于中国独特的贸易结构与区域间经济合作关系形成的。在中国的贸易结构中，加工贸易的比重一直超过50%，而加工贸易进口额对实际有效汇率变动并不敏感。同时在中国与亚洲特别是东盟国家的区域经济贸易合作中，亚洲国家与中国的出口商品不再仅仅是针对海外市场的替代竞争关系，更多的是基于生产价值链中的不同分工而形成的新的分工合作关系。本文将从以上两个角度，分别分析人民币汇率变动对加工贸易进口以及一般贸易进口额的影响。

二､计量模型与数据处理

本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文献中所使用的进口方程模型的基础上改进的模型。模型采用了对数形式，利用对数形式并且加入时间趋势项对非平稳的时间序列进行平稳化处理。同时在模型中对数形式下可直接取得实际有效汇率变动对进口额影响的弹性。由于本篇文章中主要讨论的是人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，在保证了原模型主体的基础上对模型进行了调整，去掉了原模型中的某些控制变量。

ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt

mt表示中国的进口额，reert表示人民币的实际有效汇率，yt表示中国国内的市场需求，t表示时间趋势项。

选取的数据是由1995年1月至2006年12月的数据，由于数据的时间跨度较长，必须考虑期间中可能出现的结构性变动因素。本文将所有数据分为两个时间段，第一个时间段为1995年1月-2001年12月，第二个时间段为2002年1月-2006年12月。对数据划分为以上两个时间段的原因在于，2001年11月10日，世界贸易组织（WTO）审议通过了中国加入世界贸易组织的申请。考虑到中国在正式成为WTO成员国前，在出口方面面临着其它WTO成员国的贸易壁垒，同时中国自身也存在着对本国的进口限制，这种状况在中国加入WTO后得到了逐渐的改善，因此以中国加入WTO的时间点将整个数据分成两段分别进行回归。

为了精确的估算实际有效汇率变动对进口额的影响，考虑到中国独特的贸易结构和进口结构，将进口额区分为一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行分析。基于数据模型对1995年1月-2001年12月期间的进口总额与一般贸易进口额分别进行了回归，对2002年1月-2006年12月期间的进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行了回归分析。

在数据处理方面，采用经过CPI平减与季度调整的中国的进口贸易总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额月度数据。采用国际清算银行的实际有效汇率指数，核算中国月度的实际有效汇率。采用经过CPI平减与季度调整的中国工业增加值的月度数据。

三､模型计算结果

对1995年1月-2006年12月整个样本区间进行回归分析，估算时间段中人民币实际汇率对中国进口总额以及一般贸易进口额的影响见表1，整体的样本区间的回归可能存在结构变动的因素，估算自1995年1月-2006年12月间，人民币实际有效汇率升值将减少中国的进口总额与一般贸易进口额，而一般贸易进口对汇率变动更为敏感。

选取样本区间为1995年1月-2001年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额进行分析，结果见表2。在样本范围内，估算实际有效汇率每升值1%，进口总额将减少0.941%，一般贸易进口额将减少2.952%。国内市场需求每增长1%，进口总额将增加1.255%，一般贸易进口额将增加1.157%，一般贸易进口额对汇率波动较总进口额更为敏感。

选取样本区间为2002年1月-2006年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额进行回归，结果见表3。在样本区间内，人民币实际有效汇率升值1%，进口总额减少1.054%，一般贸易进口额将减少1.783%，而实际有效汇率变动对加工贸易进口的影响不显著。国内市场需求每增长1%，进口总额增长0.857%，一般贸易进口额增长 0.68%，加工贸易进口额增长1.023%。

自2002年中国加入世界贸易组织以后，中国的进口总额对实际有效汇率变动表现的更为敏感，而一般贸易进口额对实际有效汇率的弹性值则在2002年以后有明显的下降。模型计算发现人民币汇率的实际升值将导致中国进口总额､一般贸易进口额的减少，而对加工贸易进口额的影响则并不显著。

四､对回归结果的解释

通过对模型进行分析，发现人民币实际有效汇率升值将导致进口总额的减少，中国一般贸易进口额对人民币实际有效汇率波动更敏感，与之相对的是中国的加工贸易进口额基本不受人民币实际有效汇率波动的影响。

分析中国进口的贸易方式构成，见表4，中国进口商品主要由两部分构成，一是加工贸易进口，二是一般贸易进口。以2007年进口数据为例，2007年加工贸易进口额占进口总额的46%，而一般贸易与其他项目一共占进口总额的54%。因为中国进口额的这种特别构成方式，我们将分别解释人民币汇率波动对中国加工贸易进口额以及一般贸易与其他进口额的影响。

(一)人民币汇率升值对加工贸易进口额的影响

人民币实际有效汇率波动对中国加工贸易进口额的影响并不显著。加工贸易一直在中国对外贸易方式中占据相当重要的地位。历年的统计数据表明，加工贸易出口基本占据了中国总出口额50%以上的比重，见表5。造成这种现象的原因一是自改革开放以来中国政府多年来始终坚持发展以出口为导向的外向型经济;二是来源于经济全球化的发展所导致的生产专业化和新的国际分工布局的基本完成。中国来自加工贸易的进口额对人民币实际有效汇率波动的不敏感与全球范围内的国际生产布局的完成有关。

加工贸易不同于一般贸易的最大的特点是加工贸易出口市场的相对固定性，而这种出口市场的相对固定性来源于国际分工基本格局的要求。应国际化分工的发展和生产布局的要求，中国从事加工贸易出口的制造业企业已经进入跨国公司生产的价值链。在经济全球化的今天，跨国公司的国际分工体系决定了中国目前多数产品的生产阶段仍然是劳动密集型产品的生产与装配，而这种已经形成的生产布局不可能在短期内发生根本性的变动。跨国公司站在全球的角度，对产品生产与装配阶段的成本变动进行调控，而来自中国的出口成本的上升将被其他价值链下游生产加工阶段所吸收，因此即使面对人民币实际有效汇率小幅升值，跨国公司扔不会调整其国际生产布局与生产网络。因此人民币近年来实际汇率的缓慢升值无法从本质上影响中国的加工贸易进口与加工贸易出口额，从加工贸易角度看人民币汇率升值无法有效减少中国来自于加工贸易的贸易盈余。

(二)人民币实际有效汇率升值对一般贸易以及其他项目进口额的影响

通过对前面模型的分析，发现人民币实际有效汇率升值将显著减少一般贸易以及其他项目的进口额。造成这种现象的原因在于中国与其他亚洲国家的区域贸易模式，而决定中国与亚洲各国家区域贸易模式的根源在于中国在整个国际化生产布局中所处的位置。在研究了近年来中国与不同国家地区对外贸易的数据后，我们发现中国在对外贸易方面，自2002年至今的中国一方面从欧洲，美国赚取巨额的贸易顺差，另一方面又对亚洲其他国家输出巨额的贸易逆差，见图1。

伴随着中国的生产结构逐渐向价值链的上游转移以及“世界工厂”地位的确立，中国的对外出口与亚洲国家的对外出口已经不再是简单的竞争替代关系，而是逐渐转化为分工合作关系。中国与亚洲各国间的区域贸易模式是由中国在整个制造业生产价值链中的地位而决定的。中国将广大亚洲地区国家作为原料进口的来源地，主要进口能源､原材料､半成品､零部件､机器设备等，通过在本国加工装配后再出口给欧美市场，这也是中国与亚洲地区国家主要的区域贸易模式。

总体看来中国向欧洲美国的出口与向亚洲国家的进口同时存在，这一现象由中国在产业价值链中的位置决定，中国由亚洲国家进口原材料和初级产品，在本国内进行加工生产，最后出口到欧洲和美国的市场。伴随着人民币实际有效汇率的升值，中国对欧洲美国的出口将明显的减少，由于中国对外出口的急剧减少，与这部分出口生产相关的中国对亚洲和其他国家燃料､原料､以及机器运输设备等产品的进口需求也将相对减少，通过这个途径，我们将中国的对外出口与对内进口联系在一起，表现为中国出口对进口的推动作用。人民币汇率升值通过影响中国的对外出口，间接影响中国的进口额，进口伴随着实际有效汇率升值而减少。

最后需要指出的是，伴随着中国经济的发展和市场化程度的不断深化，人民币实际有效汇率的波动将对中国的进口以及出口产生更大程度的影响。但不能忽视的是，人民币实际有效汇率升值将同时减少中国的进口与出口额，单纯依靠人民币汇率调整并不能有效影响加工贸易带来的贸易顺差，而人民币汇率调整对中国整体贸易盈余的影响则有待于进一步的研究。

参考文献:

[1] 佟家栋:《中国对外贸易收支顺差未能有效解决的原因分析与对策》 ，载于《国际贸易》，2008年第1期。

[2] 黄洁:《浅析中国与东盟区域经济合作》 ，载与《市场经纬》，2006年第1期。

[3] 周才云: 《人民币汇率波动的贸易效应实证研究总述》，载于《上海商学院学报》，2007年第8卷第3期。

[4] 沈丹红 寿志敏: 《人民币升值对我国出口贸易结构的影响》，载于《商场现代化》，2007年10月中旬刊总第518期。

[5] 全立 杨立冰: 《中国周边地区经济竞合新趋势与我国的对策》，载于《亚太经济》，2006年第5期。

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[7] Bénassy-Quéré， A. and Lahrèche-Révil， A. （2003）， Trade Linkages and Exchange Rates in Asia： The Role of China. CEPII Working paper No. 2003-21.

[8]Cerra， V. and Dayal-Gulati， A. （1999）， Chi-na＇s Trade Flows： Changing Price Sensitivities and the Reform Process. IMF Working Paper 99/1.

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[10] Dees， S. （2001）， The Real Exchange Rate and Types of Trade- Heterogeneity of Trade Behaviours in China. Paper presented at the Workshop on China＇s E-conomy organised by the CEPII in December 2001.

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[13]Kamada， K. and Takagawa， I. （2005）， Policy Coordination in East Asia and across the Pacific. Bank of Japan Working Paper No. 05-E-4.

[14] Marquez， J. and Schindler， J. W. （2006）， Exchange-Rate Effects on China＇s Trade： An Interim Report. Board of Governors of the Federal Reserve System. InternationalFinance Discussion Papers No. 861.

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国内学者佟家栋(1995)较早探讨了进口和经济增长之间的关系,认为不同时期进口增长与经济增长之间的相关度不同,但总体上存在着正相关关系;陈家勤(1999)在研究中发现除了美国这样的发达国家,发展中国家如韩国、印度和巴西等在经济增长过程中进口贸易的作用都大于出口贸易;徐光耀(2007)肯定了进口贸易对我国国内生产总值增长的推动作用。认为扩大进口先进技术、关键设备和国内短缺的能源、原材料,促进资源进口的多元化,将更加有利于我国国内生产总值的增长。朱维芳(2007)分析开放后我国进口贸易对经济增长的影响,认为进口对经济增长的促进作用丝毫不亚于出口。熊凤琴(2009)考察我国生产者服务进口总值及其结构与经济增长的关系,认为生产者服务总进口和新兴服务进口对我国经济增长具有显著的促进作用,而运输服务进口具有显著的抑制作用。

二、服务贸易进口与经济增长关系的实证检验

(一)数据来源与变量定义

选取1982-2008年的各变量年度数据作为样本数据,各服务贸易进口数据均来自世界贸易组织数据库(WTO International Trade Statistics Database),GDP数据来自联合国网站数据库(UNSTATS)。参照世界贸易组织对服务贸易的分类,本文将我国服务贸易分为三大部门即运输、旅游及其它商务服务,其它商务服务中一共包括八项,具体为通讯、建筑、保险、金融、计算机和信息服务、专利许可和技术转让、文体娱乐(包括电影等音像制品)和其他商业服务(包括会计、法律、咨询和广告等)。经济增长以我国历年GDP来衡量。各变量单位为亿美元,用美国劳工部公布的CPI调整为不变价格,取各变量的自然对数以消除异方差。

(二)单位根检验和协整分析

1、在进行时间序列分析时,传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的,否则就会产生“伪回归”问题。但是在现实中,经济中的时间序列大多是非平稳的,为了使回归有意义,就要对其实行平稳化。而通常的做法是对时间序列进行差分,然后对差分序列进行回归检验,这样做的缺点是忽略了原时间序列中包含的有用信息,而这些信息对分析问题来说又是至关重要的。为了解决上述问题,可以采用协整方法,而要进行协整就必须进行单位根检验。进行单位根检验的方法很多,如DF方法,ADF方法,PP方法,本文采用ADF方法。

对各变量进行ADF检验,经过多次尝试,选择最佳滞后期和检验形式,得到单位根结果:在5%的显著性水平下所有变量序列都是非平稳序列;经过一阶差分以后,所有变量在5%显著性水平上都是平稳的,故它们都是一阶单整I(1),可以在此基础上进行协整检验。

2、这里根据Johansen的最大似然方法来检验GDP、运输服务进口、旅游服务进口以及其它商务服务贸易进口之间的协整关系,其中最优滞后期的选择,这里根据非约束的VAR模型的残差分析结合似然比检验法而得到。经过检验,GDP与运输、旅游和其他商务的服务贸易进口之间存在一个长期稳定的关系。运输贸易进口每增长1%,给GDP带来1.25%的增长;旅游贸易进口增长1%可以给GDP带来0.91%的负增长;其他服务贸易进口增长1%可以拉动GDP增长0.74%个百分点。如果其他商务服务、旅游服务和运输服务贸易进口同时增加一个百分点,会给经济带来1.08%的增长,这与大多数研究结论相同。上述实证结论也符合理论的判断:旅游贸易进口是单纯的消费性的支出,这种支出不会带来潜在产出增长,因此旅游贸易进口与经济增长负相关;其他商务服务贸易进口,包括通讯、建筑、保险、金融、计算机和信息服务等,通过进口其它商务服务可以获得信息和先进的技术,从而引起全要素生产率的提高,对经济增长产生推动作用;运输服务进口中有相当部分是生产所需要原材料、机械设备,这些进口的增加有利于生产,因此运输服务贸易进口与经济增长正相关。

(三)Granger因果关系检验

上述实证结果表明服务贸易进口各项目与GDP之间存在长期稳定的均衡关系,但这种关系是否构成因果关系还有待进一步的检验,在这里使用Granger检验进一步讨论上述变量之间的因果关系。Granger因果检验在考察序列x是否是序列y的原因时采用这样一种方法,先估计当前y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度,如果是则称序列x是y的Granger原因,此时x的滞后期具有统计显著性。格兰杰因果检验结果显示,在95%的置信水平下,旅游、运输和其他服务的贸易进口都是引起GDP变化原因,而GDP不是旅游、运输和其他服务的贸易进口变化原因。

三、结论及建议

本文对中国1982―2008年的对中国服务贸易逆差的构成进行了分析,并在此基础上对运输、旅游及其它服务的贸易进口与GDP之间的关系进行了协整检验和格兰杰因果关系检验,得出以下几点结论:

第一,运输、旅游及其它项目的服务贸易进口与经济增长存在长期稳定的关系。从长远看,运输、旅游及其它项目的服务贸易进口如果分别增长1%,会分别给GDP带来大约1.25%、-0.91%、0.74%个百分点的增长;若均衡增长1%,会给GDP带来1.08%的增长。

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1.老挝对外贸易和外商投资现状

1.1 对外贸易现状

据老挝工贸部统计，2012年，老挝对外贸易总金额达42.63亿美元，同比下降0.9%。其中，出口16.96亿美元，下降16.3%；进口25.67亿美元，增长7.8%。纵观全年，老挝对外贸易主要呈现以下几方面情况：

（一）进出口总额与上年基本持平。近年来，老挝对外贸易总体保持增长态势，2012财年老挝对外贸易同比基本持平，略有下降。

（二）贸易逆差大幅度增加。2012财年，老挝对外贸易逆差8.71亿美元，贸易逆差大幅增加，主要原因是国内消费、项目带动的车辆、工业用商品及粮食等进口增加。

（三）主要出口商品。矿产品出口8.13亿美元，电力出口2.54亿美元，农产品出口1.77亿美元，矿石出口1.69亿美元，工业产品出口1.61亿美元等。

（四）主要进口商品。各类车辆（包括飞机、摩托车）及零配件进口5.54亿美元，燃油燃气进口4.70亿美元，建材进口3.91亿美元，工业用品进口3.61亿美元，电器进口1.92亿美元，粮食进口1.41亿美元，电子器材进口1.20亿美元等。

1.2 外商投资现状

2013年老挝加入世界贸易组织成功，为了2015年准备加入东盟经济共同体 （ASEAN Economic Community）老挝改变了很多贸易和投资的规则，改善该国的基础设施尤其是交通运输的发展，因为老挝经济不断发展壮大和预计在2013年至2014年的增长速度是8%。1989年至2012年根据规划和投资部提供的数据，外商直接投资（FDI）最大的国家是越南，有429项目，价值49，13亿美元，第二是泰国有742项目，价值40，82亿美元。

2.老挝的国际贸易与国际投资的实证检验

本文主要利用协整分析和Granger非因果检验方法来探讨老挝国际贸易与国际投资的相互关系。所谓“协整关系”，指若两个或两个以上变量的值呈现非平稳，但他们的某种线性组合却呈现的平稳性。同时，本文进一步用Granger非因果检验方法来检测各相关变量之间在数据方面的波动性，从实证角度来论证老挝国际进出口没贸易与投资之间的相互关系，从而得出论文国际贸易与国际投资的相互关系。在实证分析中，本文选取外商直接投资流量（y）、老挝年进口额（x1）、老挝年出口额（x2）以及净进口额（x3）进行分析。

2.1数据来源

本文所用数据为2001——2010年的时间序列，来源于老挝工贸部和国家数据统计局，所设计模型的样本容量为10个。

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国际贸易统计非对称问题最早是20世纪90年代提出的(Tsigas，1992)，自此之后一直是政府部门和学术界主要关注的领域。其中，最经典的案例就是对中美(FungandLau，1998)及中国内地和香港特别行政区间的贸易非对称问题(FerrantinoandWang，2008)的研究。目前的研究主要集中在商品贸易领域，少有对服务贸易领域的研究。已有研究认为，导致商品贸易领域中出现统计数据不对称的原因主要有三种。第一种，不对称主要来自一些不可避免的因素，其中最主要的是在贸易实践中报价基础不同。国际贸易实践中，进口一般按CIF报价，出口一般按FOB报价。IMF(2011)认为CIF价中包含运费和保险费，因此CIF价一般比FOB价要高出10%左右。Federico和Tena(1991)以及Makoul和Otterstrom(1998)在控制了因CIF和FOB报价导致的差异后发现，发达国家以及总体水平上，贸易统计数据基本是对称的。Pomfret和Sourdin(2009)认为，如果贸易伙伴国之间距离更远以及商品贸易的权重增大，CIF价与FOB价之间的差异会更大。在剔除运输成本因素后，结果是中性的。第二种，不对称主要来自贸易伙伴国之间统计结构上的差异，如贸易记录时间的不同、贸易记录门槛的不同以及汇率波动等。第三种，不对称主要来自不同的分类以及故意误报。不同的分类主要来自人为的误差，或者是海关官员缺乏经验，又或者是国家贸易统计体制的不同。特别是在转口贸易的情况下，各国分类口径的不同导致贸易统计数据的非对称性很大。海闻、芬斯阙(2000)等认为中美各自公布的贸易逆差值不一致最重要的原因是香港的转口贸易。如果将从中国内地运往美国的产品和从美国运往中国内地的产品各自在香港的附加值都归为香港的出口值，中美贸易逆差差异则会大大降低。故意误报主要来自骗税、走私等。因此，贸易统计数据非对称还被用于检测逃税和其他贸易中的灰色地带的存在。研究表明，较高的关税、腐败、贸易中的灰色地带与双边贸易统计的较大差异有关(JavorcikandNarciso，2007;BergerandNitsch，2008)。此外，Yeats(1995)发现，发展中国家的贸易数据非对称非常显著，这些显著性差异不能仅仅被不可避免因素或结构型因素所解释。Hamanaka(2011)发现哥伦比亚贸易统计数据在进口数据以及细项数据的准确性上存在严重的问题。HeliSimola(2012)通过与其他贸易伙伴国统计数据对称性的比较，发现俄罗斯的进口数据质量逐年改善，但与其他发达国家仍有很大差距，尤其在细类统计数据方面。这种问题主要是由错误的分类以及故意误报导致的。

二、镜像数据和测度指标

(一)镜像数据的内涵理想状态下，贸易国与其伙伴国之间相对应的贸易统计数据应该是相等的，即A国对B国的商品或服务的出口(进口)应该等于B国对于A国的相同商品或服务的进口(出口)。这就是贸易统计数据完美对称的情形。但现实中，这种情况很少发生。两个国家间对应的贸易数据差异越大，说明两个国家间的非对称问题越突出。这里，伙伴国相对应的贸易数据被称为镜像数据(mirrordata)。贸易统计中的非对称性主要通过比较统计数据与镜像数据间的非对称性来衡量。欧洲统计局(Eurostat，1998)将镜像统计数据定义为“对一个贸易流的两个基础测度之间的双边比较”，“是发现非对称原因的一种基本工具”。镜像数据可以检测每个报告国所报告的贸易额与其伙伴国报告的贸易额的差距情况。当报告数据与镜像数据差异过大时，有助于识别报告国是否相对某个伙伴国所申报的数据偏高了或是偏低了，从而查找出现差异的原因，甚至查找统计环节中是否存在系统性误差、定义上的差异或者统计上的错误做法。

(二)非对称系数的测度目前，学术界大多采用的是Ferrantino和Wang(2008)提出的贸易差异度指标来衡量贸易统计数据的非对称程度。为了能更好地反映差异与均值的偏离程度，本文对该指标进行了修改，将贸易伙伴间的统计数据差异与他们报告数据的均值进行比较。本文将该指标称为非对称系数，主要用两种表达方式:一种是报告国是出口方，另一种是报告国是进口方。当系数为0时，贸易统计数据是完美对称。系数偏离0越多，说明贸易统计数据之间的非对称性越强。贸易差异度可以为正数也可以为负数，它可以用于估计一个国家相对于其贸易伙伴公布的数据而言，所报告贸易流是偏高了还是偏低了。

三、服务贸易双边镜像数据的比较

我国服务贸易统计始于1982年，最初的进出口总额仅为44亿美元，占全球服务贸易总额的0.6%。2013年我国服务贸易进出口总额达到5396.4亿美元，占全球总额的6%，居全球第三位，同比增长14.7%。在服务贸易大发展的背景下，高质量的服务贸易统计数据是加强对服务贸易的理论研究和政策支持、强化对服务贸易的国内管理和国际协调的前提。目前，我国国际服务贸易统计体系正在逐步建立，但是现有体系下所产生的统计数据能在多大程度上反映我国国际服务贸易的真实交易量是首先需要解答的问题。本文通过与主要贸易伙伴镜像数据的比较来对中国服务贸易统计数据的准确性进行初步探讨。本文中中国与贸易伙伴国的双边服务贸易数据主要来源于WTO官网、UNservicetrade数据库以及OECD数据库。

(一)我国主要服务贸易伙伴本文选取了与中国服务贸易交易量最大的中国香港、美国、欧盟、日本及韩国作为主要伙伴国(地区)进行研究。如表1所示，无论是“一般商业服务”还是分类服务贸易，中国与上述五个国家(地区)的服务贸易额大体都处于前五位的关系。中国与上述国家(地区)实现的服务进出口额占中国服务进出口总额的六成以上。其中，中国香港为中国最大的服务贸易伙伴，双边服务进出口总额约占中国服务进出口总额的1/4。中国香港仍为中国最大的服务出口目的地、进口来源地和顺差来源地。通过对与这些国家(地区)服务贸易统计数据非对称性的研究，有助于找出我国服务贸易统计数据存在的主要问题以及问题的主要方面。

(二)我国服务贸易统计数据的非对称性考虑到数据的可获取性以及时效性，本文主要以中国、中国香港、欧盟、美国、日本、韩国2011年双边贸易数据作为研究对象，分别对运输服务、旅游服务、其他商业服务以及一般商业服务四个类别进行研究。表2列出了2011年各国(地区)与其伙伴国(地区)之间出口数据和进口数据的非对称系数。系数为正，说明报告国(地区)的数据相对于镜像数据偏高;系数为负，说明报告国(地区)相对于伙伴国(地区)报告的数据偏低。此外，本文通过均值的比较来反映我国服务贸易统计数据非对称程度的整体水平(见表3)。系数绝对值越大，说明差异度越高。尤其是当系数的绝对值大于0.5时，属于统计数据极度不对称状态。从表2、表3中可以看出以下几点:第一，总体上，我国服务贸易统计数据的非对称情况要远高于商品贸易。但有一点值得注意的是，在商品贸易领域，中国进口数据非对称性异常突出，明显高于其他伙伴国(地区)水平。第二，我国服务出口数据非对称情况要比服务进口数据非对称情况严重，如表3所示，中国各类服务贸易出口统计数据的不对称性要高于其他贸易伙伴国(地区)。“其他服务贸易”统计数据不对称性最严重。其次是“运输服务贸易”。第三，其他商业服务贸易方面，各国(地区)统计数据不对称情况最普遍。在五个贸易伙伴国(地区)中，除欧盟外，进出口数据都与伙伴国(地区)存在极度不对称的情况。第四，运输服务贸易方面，中国对中国香港的出口数据以及中国对欧盟的进出口数据都存在极度不对称状态。第五，旅游服务贸易方面，数据非对称情况相对要少很多，但中国与美国旅游服务贸易的进出口数据存在严重的非对称。第六，在五个伙伴国(地区)中，与中国服务贸易出口统计数据差异最大的地区是中国香港。如图1、图2所示，中国内地与中国香港在所有四个服务部门的非对称系数都超过了0.5，尤其是运输服务和其他商业服务非对称系数甚至超过了1。中国与其他贸易伙伴国的非对称性情况不如与中国香港这么突出，主要在某个部门存在较明显的非对称性。例如中国与韩国主要在其他商业服务方面存在显著不对称，中国与欧盟在运输服务贸易方面存在显著不对称。

四、统计数据非对称的原因分析

(一)与其他国家服务贸易统计体系存在较大差异由于服务的无形性，服务贸易统计存在很大的难度。虽然目前国际上有通行的《服务贸易统计手册》和BPM5标准作为各国服务贸易统计制度的指导，但是各国的服务贸易统计体系仍存在很大的差异。首先，各国BOP范畴下服务贸易统计数据的采集方法不同。目前国际上通行做法有结算、调查混合三种。我国BOP服务贸易统计以间接申报制度为主，主要依赖结算系统来获取数据。中国香港的服务贸易数据以各项有关机构和住户的统计调查搜集为主，辅助行政记录而得。美国主要通过商务部经济分析局的调查问卷来获取服务贸易数据。而欧盟各国正逐渐由结算系统向混合或调查方式转变。随着网络技术的发达，许多服务贸易是通过电子转移的方式进行的，并没有向相关机构进行申报，并且大量的跨国公司内部交易的存在导致结算系统越来越难以反映真实的交易情况。目前，由结算系统向调查系统和混合系统转变是BOP服务贸易数据采集的一大趋势。我国主要通过结算系统来获取统计数据的做法已经落后服务贸易实践的发展。其次，各国对服务贸易统计口径贸易记录制度、货币折算标准不同及统计时间差异等原因都会造成统计结果的巨大差距。中美之间关于贸易顺差和逆差的多次争论就是例证。这种情况在服务贸易领域尤为明显。

(二)我国服务贸易统计制度环境不够完善从成功开展服务贸易统计的国家或地区看，它们都是在法律、制度的保障下有效地开展服务贸易统计工作的。美国国会于1985年通过了《国际投资和服务贸易调查法》，授权美国商务部经济分析局(BEA)为美国服务贸易的首要统计机构和首要机构，并授权经济分析局进行各行业服务交易的强制性调查以及国际直接投资的强制性调查，从而保障了美国服务贸易统计工作的顺利进行。中国香港则根据《普查及统计条例》(第316章)及附属法例收集服务贸易统计数据，这是中国香港服务贸易统计领域的最重要立法。长期以来，由于缺乏服务贸易统计制度，缺乏服务贸易统计归口管理部门，中国的服务贸易统计工作明显落后于发达国家(地区)。虽然《国际服务贸易统计制度》(以下简称《制度》)于2008年1月1日正式实施，并且2012年进行了修订，但整体而言，《制度》对数据(尤其是占服务贸易总额一半以上的运输、旅游、通信、金融和保险数据)的采集和使用等方面的指导过于笼统，缺乏可操作性。例如，在《制度》中指出“运输、旅游、通信服务、金融服务、保险服务等进出口数据则利用相关部门行政记录、统计资料以及测算数据和其他信息源进行统计”，但是具体、统一的指导意见和要求却缺位。这导致各省(直辖市、自治区)采集的服务贸易数据不完整、不可比。《制度》中虽然强化了企业直报的调查方式，但却对拒报、迟报、伪报、篡改统计数据的行为缺乏监管和惩处力度。另外，目前我国服务贸易统计是商务部、外汇管理局以及各个服务业管理机构并行的多头统计管理体系，各自统计口径的差异也影响统计数据质量。

(三)服务贸易统计工作自身的复杂性《服务贸易总协定》将国际服务贸易分为12大类共155个服务项目，涉及经济生活的各个方面，相关服务企业数量众多。服务贸易有跨境交付、商业存在、境外消费和自然人流动等四种模式，涉及服务、人员、资本等流动。服务贸易调查对象广泛，服务经济活动形式多样，都为服务贸易统计增加了极大的难度。由于服务的特殊性，有许多服务是依附在货物上的，服务价值很难剥离。如运费大部分时候是与商品的价格打包以报价的形式反映出来。此外，如嵌入在出口或进口货物上的软件、知识产权的价值等。随着网络通信技术和交通运输技术的发展，服务贸易量激增，贸易形式日新月异，许多服务贸易数据很难被捕捉。另外，许多服务贸易数据基本上来自政府或民间机构的定期调查和普查。调查包括对国内外公司合同的调查、对服务业雇工情况的调查、对服务价格信息的调查等。普查一般不间断进行，涉及的范围更广一些。但由于经费和人力有限，采用调查或普查的方法会面临一些潜在的问题，例如，一些国家在调查或普查时更多地采用抽样方法获得服务贸易数据，多少带有猜测估计的因素，缺乏应有的可靠性和真实性。如果在调查过程中匆忙行事，对样本缺乏必要的评估，对调查程序缺乏严格控制或对调查资料缺乏严格的审核等，就会使调查结果以偏概全，错误百出。本文中研究的“其他商业服务”是一个杂项类，是不包含运输与旅游服务之外的所有商业服务。根据BPM5中的定义，“其他商业服务”应包括通信，建筑，保险，金融，计算机和信息，专有权利费和特许费，其他商业服务，个人、文化及娱乐服务，视听及相关服务等。这些服务类别涉及门类多、交易形式多样，不同采集方法下产生的数据差异值将更大。“其他商业服务”作为多种细项服务类数据的加总，也会导致各种差异的叠加，将进一步加大统计数据间的差异程度。

(四)与某些国家间可能存在系统性差异本文前面的分析适用于解释各国之间统计数据差异的一般性原因，但却不能有效解释中国与贸易伙伴国(地区)在特定服务贸易领域中长期存在的显著差异。例如，在运输服务和其他商业服务领域，中国出口数据与中国香港的镜像数据一直处于差异异常显著的状态。要解释这些差异产生的原因，需要了解两个国家(地区)间贸易及其统计的实践特点。本文以运输服务贸易为例，尝试分析统计数据不对称的系统性原因。自中国入世以来，中国香港的转口贸易功能进一步强化。经香港转口出口额占全部香港出口额的比重近年来一直呈上升趋势，2001年为89.63%，而到2010年一路上升为97.71%，到2011年7月，这一比重又上升0.2个百分点，为97.91%。在中国香港的转口贸易中，内地一直扮演着最重要的角色。1998年以来，转口贸易中来源于内地的货值占总货值的比例一直稳定在60%左右，2010年来源于中国内地的转口额占香港全部转口货值的61.5%。本文认为转口贸易可能加剧了两地之间运输统计数据差异。我国运输服务贸易的出口主要基于国际收支统计间接申报，根据我国运输服务企业提供的服务国际收支数据获取。当我国的承运人将货物运至香港转口时，这段运输服务记为中国内地对中国香港的“运输服务出口”。在运输服务进口方面，当前国际范围内广泛应用的是依据货物进口数据进行估算。估算方法如下:货运服务进口=按CIF计算的商品进口总额×运费系数×外国承运人在外贸运输市场的份额。在贸易实践中，在中国内地输往香港的货物中，如果其中有些货物在香港解释作转运或者是过境，这些货物不在香港做进一步的加工，也不在香港消费、转卖，那么这些货物按照香港特别行政区的规定就可以不必向海关提交报关单。因此，这些货物也就不列入香港统计的内地的进口。而香港运输服务进口也可能因为货物进口数据的缺失而缺失，即不存在相对应的香港从中国内地的“运输服务进口”。因此，转口贸易的大量存在以及两地之间在统计实践上的差别，可能是造成两地运输服务统计数据差异的一个重要原因。

五、改进的对策

(一)建立内外协调、统一的服务贸易统计制度服务贸易统计涉及门类众多，经济活动形式多样，是一项十分艰难的工作。一个健全的服务贸易统计制度首先要做到内外协调统一。外部体现在，我国的统计制度应与国际通行的统计准则相协调。当前，《国际服务贸易统计手册》(以下简称《手册》)从广义上提出了一个国际公认的国际服务贸易统计编制和报告的框架，包括编制国际服务贸易统计的指导性意见和操作流程。我国应进一步提升服务贸易统计制度与《手册》的协调统一性，尽可能按照《手册》的要求来设计制度和相关实施细则。只有加强对外的协调统一，才可以进一步提高服务贸易统计数据的国际可比性。内部体现在，加强服务贸易统计与已有统计体系间的协调。其一，加强与国际收支统计体系下服务贸易统计的协调。我国以前的服务进出口统计主要通过国际收支核算体系获取，由外汇管理局负责。《国际服务贸易统计制度》实施后，商务部负责服务进出口数据的汇总和编制。两者在统计分类、归口管理、统计手段上都存在很大差异，两套统计体系并行会造成服务贸易统计方面的混乱。其二，加强与已有外资及对外直接投资统计的协调。建立FATS统计可以充分利用现有的外商投资统计和对外直接投资统计，加强与现有外资和对外投资统计的协调，能节约大量社会成本。其三，加强各地区间服务贸易统计实践的协调。服务贸易统计实施细则的缺位导致各地服务贸易统计具体操作存在一定差异，对地区间统计数据的可比性产生负面影响。

(二)完善服务贸易统计立法和执法工作虽然《中国服务贸易统计制度》为服务贸易统计工作奠定了一定的立法基础，但是具体实施层面却缺乏立法保障。从国外经验来看，完善各种形式的服务提供者和消费者的贸易登记制度，并以法令的形式加以规范，将极大地提高服务贸易信息反馈的数据和质量。因此，我国需进一步加大对服务贸易统计实践环节的立法工作。除了需要立法保障外，还应加大执法检查力度。根据有关法律对拒保、迟报、伪报、篡改统计数据的单位进行严肃查处，直到追究法律责任，以保证统计数据的真实性。

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[中图分类号] F74 [文献标识码] A [文章编号] 2095-3283(2012)09-0010-02

一、引言

2002年11月,中国与东盟正式签署《中国与东盟全面经济合作框架协议》,标志着中国—东盟自由贸易区(CAFTA)正式开始建立。自2005年7月开始,双方全面启动降税进程,中国和东盟双边贸易在各自的对外贸易总额中的比重不断增加,至2010年,在中国和东盟走过了近10年的共建自贸区之路后,中国—东盟自由贸易区正式全面启动,标志着双方的经贸关系上升到新的历史高度,为中国和东盟各国的贸易发展和经济合作增添了新动力。

近年来,很多学者对CAFTA的贸易效应进行了相关的研究,一部分事前研究运用可计算一般均衡模型(CGE)对贸易效应进行预测,也出现很多运用引力模型对CAFTA的贸易创造和贸易转移效应进行的事后研究。

二、建立模型

(一)巴拉萨模型介绍

为了研究欧洲经济共同体的贸易效应,巴拉萨在1967年建立了巴拉萨模型,之后很多学者运用这一模型对不同区域经济一体化地区的贸易效应进行研究,Perera(1998)运用修正的巴拉萨模型对东盟自由贸易区贸易效应进行了研究,其结果显示不同的成员国以及不同的商品会产生不同的贸易效应。巴拉萨模型广泛应用于测量区域经济一体化贸易创造和贸易转移效应,原巴拉萨模型的基本假设是进口需求的收入弹性在区域一体化前后分别保持不变,而建立一体化区域会改变出口需求的收入弹性。如果进口需求的收入弹性增加就表明存在总的贸易创造效应,即国内产品被从区域内成员国或区域外贸易伙伴的进口所替代。对区域外进口需求的收入弹性减小表明存在贸易转移效应,即对一体化区域外的进口被区域内进口或本国产品所替代。

三、实证分析

(一)数据来源

由于考虑到国际金融危机对全球贸易的影响,本文选取了1992—2007年的数据, 2002年CAFTA正式开始建立,把2002年作为CAFTA建立的分界点。中国进口总额和自东盟各国进口额由COMTRADE数据库获得,中国对区内和区外进口额在此基础上计算得到。模型中用人均GDP代替收入水平,两项数据均来源于世界银行数据库。

从回归结果可以看到,各系数的符号与预期相吻合,进口值与人均GDP正相关,从修正的R2、F统计量以及D-W检验值可以看出模型拟合非常好,而且各变量的系数至少在10%的显著水平上显著,变量能够很好地解释被解释变量。由上述回归结果可以得到中国进口需求的收入弹性估计值,见表2。

由表2可以看出中国进口总需求、区内进口需求和区外进口需求的收入弹性在建立CAFTA后都大于建立之前,这表明存在贸易创造效应,但不存在贸易转移效应。这说明中国国内高成本的产品被国外低成本进口产品所替代。没有检测到贸易转移效应,一方面可能由于目前CAFTA产生的转移效应还比较有限,中国与东盟全面减税开始于2005年7月,由于考虑到国际金融危机的影响选取数据时间截至2007年,所以自贸区真正发挥效力的时间还比较短,另一方面很多企业并没有真正意识到中国—东盟自由贸易区的重要性,这也可能导致了CAFTA贸易效应的局限性。另一个解释是由于中国于2001年加入WTO后对CAFTA区外许多国家的进口关税大幅下降导致的。

四、结论

本文运用修正的巴拉萨模型分析了中国—东盟自由贸易区下中国进口贸易的贸易创造和贸易转移效应。实证结果表明,截至2007年CAFTA下中国进口贸易只存在贸易创造效应而不存在贸易转移效应。

由于巴拉萨模型变量比较简单,模型对诸如价格、关税等对贸易影响较大的变量并没有考虑,所以本文对贸易效应的解释可能比较有限。另外,我们不能对贸易创造和贸易转移效应作精确的测量,今后应对不同行业产品贸易的贸易创造和贸易转移进行具体测量。

[参考文献]

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[2]陈汉林,涂艳中国—东盟自由贸易区下中国的静态贸易效应——基于引力模型的实证分析[J]国际贸易问题,2007(5):47-50