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