發(fā)布時間：2023-07-13 16:43:04
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的進口貿(mào)易數(shù)據(jù)樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
2.吉林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院吉林長春130012
作者簡介：馮曉玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，大連海事大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院教師，主要研究方向為中關(guān)經(jīng)貿(mào)關(guān)系：
趙放(1961-)，北京人，吉林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士、教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向為世界經(jīng)濟、日本經(jīng)濟。摘要：有關(guān)中關(guān)兩國貿(mào)易數(shù)據(jù)的統(tǒng)計差異歷來存在著很多爭議，其中香港的作用被廣泛提及。文章將中國途經(jīng)香港到美國的商品分為“再出口”和“轉(zhuǎn)運”兩大類，以東、西行貿(mào)易的“鏡像數(shù)據(jù)”為基礎(chǔ).將其分為五種貿(mào)易流向進行了分析比較，得出了香港在中國對美出口中的中介地位仍然不容忽視，從中國途經(jīng)香港出口到美國的商品統(tǒng)計有一部分實際上是再出口，而不是轉(zhuǎn)運的結(jié)論。
關(guān)鍵詞：香港；再出口；轉(zhuǎn)運；鏡像數(shù)據(jù)；統(tǒng)計差異
中圖分類號：F207
文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美兩國的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異之大有目共睹，對于兩國報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)彼此存在差異的原因，其中有關(guān)香港的作用，國內(nèi)外很多學(xué)者進行了探討，并給出了一些結(jié)論：Fung and Lau(1998,2003)認為，中美兩國統(tǒng)計的雙邊貿(mào)易差額數(shù)據(jù)都是不準(zhǔn)確的，兩國貿(mào)易統(tǒng)計差異歸因于中美對經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口、轉(zhuǎn)口毛利和服務(wù)貿(mào)易的不同處理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)認為，中美在編纂雙邊數(shù)據(jù)上存在著較大的差異，包括不同的計價基礎(chǔ)和運輸時滯，特別是中國經(jīng)由香港的轉(zhuǎn)口貿(mào)易，以及確認和正確的計價這些貿(mào)易流量的實際困難；Jialin Zhang(2000)認為，中美貿(mào)易失衡的主要問題在于美國使用原產(chǎn)地規(guī)則把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國的中國產(chǎn)品統(tǒng)計為美國自華進口，但是并不把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到中國的美國產(chǎn)品統(tǒng)計為美國對華出口，因而放大了美中貿(mào)易逆差；USCBC(2004)認為，美國的統(tǒng)計方法夸大了美中貿(mào)易逆差，因為美國按照f.a.s(裝運港船邊交貨)計價，進口按照c.i.f(成本加保險加運費)計價，并且美國把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國的中國商品都統(tǒng)計為美國自華進口，盡管香港的附加值高達25％。沈國兵(2005)將以上觀點進行了綜合，得出香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易和轉(zhuǎn)口毛利是直接造成中美貿(mào)易數(shù)據(jù)失真和扭曲的原因之一的結(jié)論。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“鏡像數(shù)據(jù)”的分析方法，將途經(jīng)香港的貨物分為“再出口”和“轉(zhuǎn)運”兩大類，探討其與中美貿(mào)易順差的關(guān)系。
一、再出口與轉(zhuǎn)運
在實際業(yè)務(wù)當(dāng)中，再出口(re-export)和轉(zhuǎn)運(transshipment)經(jīng)常被混淆，前者是指當(dāng)進口的商品以某一香港買家為收貨人，該買家隨即擁有對該進口品的法定所有權(quán)，并且可能在再出口之前時商品進行一些不從根本上改變商品特性的加工；而后者指的是在同一聯(lián)運提單下的貨物，由香港外某地運至香港，而目的地為另一地時，在香港水域內(nèi)的同一艘船上裝運或者由一艘船轉(zhuǎn)運至另一艘船上。轉(zhuǎn)運同為再出口而將貨物進口至香港是不同的，它屬于“過境中的商品”，通常并不通過香港海關(guān)的估價程序。
附表1和附表2提供了香港、中國、美國三者之間的貿(mào)易數(shù)據(jù)。附表1是中國和香港海關(guān)提供的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)。附表2是由中國和香港海關(guān)提供的與美國進行貿(mào)易的有關(guān)數(shù)據(jù)。香港調(diào)查統(tǒng)計局將一國運往另一國的貨物分為四類，即進口、出口(包括本地出口和再出口)、向中國國內(nèi)轉(zhuǎn)運、向中國以外的國家轉(zhuǎn)運。附表l中的A部分比較了香港和中國報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)和香港的“在主要國家(國境)和裝運港上卸下的港口貨物”的數(shù)據(jù)問的區(qū)別，它表明中國報告的通過香港的出口(但是香港不一定是最終目的地)和香港報告的來自中國的進口兩者間的差異日益增大，類似的關(guān)系也可以在中國和香港對美國的出口數(shù)據(jù)和作為美國總貨物中的一部分的香港為中國轉(zhuǎn)運至美國的數(shù)據(jù)中找到(見附表2的A部分)。附表I中的B部分比較了中國和香港報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)和香港“在主要國家(國境)和裝運港上裝運的港口貨物”的數(shù)據(jù)間的區(qū)別。它表明中國報告的通過香港的進口(但香港不一定為原產(chǎn)地)和香港報告的向中國的出口兩者間的差異日益增大，類似的關(guān)系也可以在中國和香港自美進口和作為來自美國進口的總船貨中的一部分的香港為美國向中國轉(zhuǎn)運的數(shù)據(jù)中找到(見附表2中B部分)。
由此可見，香港在中美貿(mào)易中的中介地位仍然是舉足輕重的。而在中國海關(guān)數(shù)據(jù)中，很有可能出現(xiàn)途經(jīng)香港的出口中，一部分是通過香港再出口而另一部分是通過其轉(zhuǎn)運的情況。然而，這種情況很難通過經(jīng)驗來確定，因為在香港的貿(mào)易和貨物數(shù)據(jù)中再出口是以美元來衡量，而轉(zhuǎn)運則是以公噸來計算，因此很難直接地比較兩者。要想明確中國通過香港的再出口與轉(zhuǎn)運及其同中國報告的直接出口和進口的關(guān)系，一個恰當(dāng)?shù)耐緩骄褪呛ｊP(guān)要完全理解雙方在貿(mào)易數(shù)據(jù)上的顯著分別，所以在這里引入“鏡像數(shù)據(jù)”做進一步的探討。
二、鏡像數(shù)據(jù)與東、西行貿(mào)易
理論上說，一國對其貿(mào)易國的出口數(shù)據(jù)應(yīng)與其貿(mào)易國相應(yīng)的進口數(shù)據(jù)相匹配，二者稱為“鏡像數(shù)據(jù)”。本文使用以“東行貿(mào)易”和“西行貿(mào)易”為基礎(chǔ)編輯的鏡像數(shù)據(jù)來估算中國、香港、美國三者之間貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異。在編輯鏡像數(shù)據(jù)時，一面用中國、香港所報告的數(shù)據(jù)，另一面則用美國報告的數(shù)據(jù)。鏡像數(shù)據(jù)的一對恰當(dāng)?shù)钠ヅ渲傅氖峭ㄟ^該途徑報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)是可以互相印證的，然而很多原因?qū)е铝藬?shù)據(jù)差異的存在。
(一)“鏡像數(shù)據(jù)”的引入按照聯(lián)合國指導(dǎo)方針，美國是按原產(chǎn)國來記錄進口數(shù)據(jù)的。美國所報告的來自中國的進口包括直接從中國的進口和通過香港及其他國家間接從中國的進口。而美國報告的來自香港的進口僅僅包括原產(chǎn)地為香港的進口。所以，在東行貿(mào)易(中國一美國的出口)中，鏡像數(shù)據(jù)中的出口一面應(yīng)當(dāng)是中國報告的出口到美國的數(shù)據(jù)、香港本地出口數(shù)據(jù)和香港報告的中國再出口到美國的數(shù)據(jù)之和，而進口一面的數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)?shù)扔诿绹鴪蟾娴膩碜韵愀酆椭袊目傔M口值之和。
類似的，在西行貿(mào)易(美國一中國的出口)中，鏡像數(shù)據(jù)中的出口一面應(yīng)該等于美國報告的輸?shù)街袊某隹诩由厦绹鴪蟾娴妮數(shù)较愀鄣目偝隹谥抵停M口一面應(yīng)等于經(jīng)過離岸價／到岸價調(diào)整后的中國和香港報告的來自美國的進口值減去美國途經(jīng)香港再到中國的再出口值，這是因為美國通過香港間接對中國的出口將在中國和香港報告的進口中被計算兩次：一次是在貨物進入香港海關(guān)時，緊接著當(dāng)再出口到中國時又會被中國海關(guān)計算一次。這就意味著中國和香港均是根據(jù)聯(lián)合國的指導(dǎo)方針，按照貨物的原產(chǎn)國來記錄數(shù)據(jù)的，這一點和美國做法相似。這樣做的好處在于通過避免調(diào)整香港再出口的標(biāo)高價格，簡化了實際數(shù)據(jù)差異的估算，即通過這
種方法計算的數(shù)據(jù)差異的實際大小將免去由于估算香港再出口的標(biāo)高價而產(chǎn)生誤差的難題，因此從統(tǒng)計上更加令人滿意。報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)的鏡像聯(lián)系見圖1和圖2。
(二)東行貿(mào)易附表3列出了中國和香港對美國出口的官方鏡像數(shù)據(jù)，有關(guān)的調(diào)整以及對1995年至2006年問的統(tǒng)計差異的估計。它以美國官方報告的自中國和香港的進口開始，以中國和香港官方報告的同時期出口數(shù)據(jù)結(jié)束(該數(shù)據(jù)包括香港報告的對原產(chǎn)地為中國的商品向美國的再出口)。從附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中國和香港報告的輸至美國的出口量要高于美國報告的同時期從兩地輸入的進口量，到了1997年，兩者才大致相等。從1997年開始，雙方數(shù)據(jù)差異迅速增大，并在2004年達到最大差異點，相差19.53％。自1998年到2006年間，中國報告的輸至美國的出口量和美國報告的來自中國的進口量問的差距超過2倍。第二，在過去10年來，香港作為中國對美國出口貿(mào)易的中介人的地位迅速下降，從曾經(jīng)超過60％的比例到目前大約14％的比例，而在香港再出口至美國的產(chǎn)品中，原產(chǎn)地為中國的產(chǎn)品占到了超過90％，該比例一直保持穩(wěn)定。第三，香港本地對美國的出口量一直下降，并且隨著香港的經(jīng)濟越來越以服務(wù)業(yè)為導(dǎo)向，這一趨勢可能還會持續(xù)下去。
(三)西行貿(mào)易附表4列出了中國和香港自美國進口的官方鏡像數(shù)據(jù)，有關(guān)的調(diào)整以及對1995年至2006年間的統(tǒng)計差異的估計。它以美國官方報告的對中國和香港的出口開始，經(jīng)過了fob／eif的價格調(diào)整，另加上香港報告的對原產(chǎn)地為美國的商品再出口至中國的數(shù)據(jù)，最后以中國和香港官方報告的同時期的進口數(shù)據(jù)結(jié)束。
與東行貿(mào)易中的數(shù)據(jù)不同的是，1995-2006年間西行貿(mào)易總的統(tǒng)計差異似乎沒有明顯的模式。僅在其中的1999年和2004年，中國和香港報告的來自美國的進口額稍稍超出美國所報告的對其出口額，在余下的10年中，在鏡像數(shù)據(jù)的出口一面，統(tǒng)計差異比進口一面要大得多。這就意味著出于逃稅和其他動機，中國對來自美國的進口低報價的情況更為平常。該數(shù)據(jù)的其他顯著特征就是香港作為方便美國對華出口的地位逐漸下降。中國從美國進口的產(chǎn)品中，由香港再輸出的比例已由1995年的超過30％下降到2005年的12.4％。同時，由美國參與的香港通過中國再出口至其他國家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。
在貿(mào)易的雙流向中，同貿(mào)易合作者所報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)問的估算有一些統(tǒng)計差異很容易被解釋，比如同荷蘭(由此最終出口到其他歐盟國家)、巴拿馬(中國出口至此地的商品中有很大一部分是要最終輸至美國的)的貿(mào)易，因為他們同樣也是世界轉(zhuǎn)口貿(mào)易的中心。但是中國和香港在同其他貿(mào)易者的貿(mào)易往來中由于存在著多種不同的原因，如走私、低報價等因素，因此需要對所搜集的數(shù)據(jù)問的整體差異進行進一步的分解，才可能找出導(dǎo)致統(tǒng)計差異逐漸擴大的主要原因。
三、通過貿(mào)易流的子部類來分解中美貿(mào)易間的統(tǒng)計差異
根據(jù)上文的以東西行貿(mào)易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的鏡像數(shù)據(jù)顯示出了中美兩國與香港之間記錄的貿(mào)易數(shù)據(jù)差異，要進一步研究差異的來源，有必要進行貿(mào)易流向的分解。
(一)對鏡像數(shù)據(jù)進行的貿(mào)易子部類的分解在中國的出口數(shù)據(jù)中，中國海關(guān)要求貿(mào)易商說明啟運國和消費國，其中前者是指在出口貨物離開中國港口后下一個要到達的地點，它并不一定是貨物的最終目的國，而后者是指消費該出口貨物的最終目的國。以這一信息為基礎(chǔ)，可以將中國對美國的出口細分為三類。
a.美國既是啟運國又是消費國，這指的是中國直接對美國的出口；
h.香港是貨物的啟運地，但美國是消費國，這指的是出口貨物要通過香港轉(zhuǎn)運才能到達美國；
c.啟運國是除香港外的第三國，消費國是美國。
如前所述，香港調(diào)查統(tǒng)計局將進口和再出口時兩次不同的估價稱作“香港調(diào)高價”，而在通過香港的轉(zhuǎn)運中(通過香港港口的貨物而沒有通關(guān))，只報告貨物的重量值而并非價值，所以香港的轉(zhuǎn)運數(shù)據(jù)僅以總量報告且以公噸為單位，對商品不進行分類。這就引發(fā)了一個問題：在中國海關(guān)數(shù)據(jù)中h類型貿(mào)易能否反映出通過香港的再出口或轉(zhuǎn)運。最明確的解釋就是h類數(shù)據(jù)能夠反映出轉(zhuǎn)運的有關(guān)數(shù)據(jù)，因為在大多數(shù)情況下，消費國與貨物第一次通關(guān)的國家是同一個，所以在中國報告的數(shù)據(jù)中再出口數(shù)據(jù)會被記錄為以香港作為消費地的出口，而不是對美國的出口。這類貿(mào)易就是傳統(tǒng)上被歸結(jié)為導(dǎo)致貿(mào)易統(tǒng)計差異的主要因素。因為貨物通常被香港的中間商支配，所以中國的出口商可能事實上并不清楚貨物的最終日的地。如果出口商知道貨物的最終目的地是美國的話，而貨物由于物流原因需要經(jīng)過香港時，出口商很有可能會開立一張聯(lián)運提單以避免在香港通關(guān)時產(chǎn)生的費用和麻煩。然而，這樣理解并非總是可信的，如果一些中國出口商拒絕接受通過香港時的商品分類，那么有的再出口就要記錄在b類統(tǒng)計中。
這樣從中國和香港海關(guān)的數(shù)據(jù)中，就可以找出五種可能的貿(mào)易流，歸納如下：
C1.中國報告的對美國的直接出口；
C2.中國報告的通過香港對美國的出口；
c3.中國報告的通過第三國而非香港對美國的出口(C1-C3對應(yīng)上文a-c)；
C4.香港報告的對美國的本地出口；
c5.香港報告的對原產(chǎn)地為中國的產(chǎn)品向美國的再出口。
正如前面討論過的美國的官方貿(mào)易數(shù)據(jù)僅僅指出的是貨物的原產(chǎn)地。但是，在美國商務(wù)部的詳細記錄的進口數(shù)據(jù)中，卻含有貨物是否在途中經(jīng)過第三國到達美國的記錄，這一進口數(shù)據(jù)覆蓋了1995-2005年間美國從中國的所有進口數(shù)據(jù)。這里將這一數(shù)據(jù)作為美國報告的自香港進口的官方數(shù)據(jù)的一個補充，并將美國數(shù)據(jù)分為以下五類。
A1.從中國境內(nèi)港口直接運至美國的貨物；
A2.從中國輸?shù)矫绹呢浳?，但最后一個啟運港是香港，貨物在香港并未通關(guān)；
A3.從中國輸?shù)矫绹呢浳?，但最后一個啟運港是在除香港外的第三國；
A4.美國對原產(chǎn)地為香港的貨物的進口(來自官方公布的數(shù)據(jù))；
A5.從中國輸?shù)矫绹呢浳铮谶\輸過程中在香港通關(guān)且最后一個啟運港是香港，即通過香港的再出口。
如果采用對上述C2的最簡單的理解，C1-C5同A1-A5之間依次存在著一一對應(yīng)的關(guān)系，可以得出圖3中列出的五種鏡像關(guān)系。該圖中有兩個額外的盒子。右側(cè)標(biāo)有問號的盒子上標(biāo)注了在香港貨物數(shù)據(jù)中報告的通過香港轉(zhuǎn)運的數(shù)據(jù)。正如前面所提到的那樣，因為這些數(shù)據(jù)不標(biāo)明商品的名稱也不以價值來記錄而是采用以公噸為單位記錄，所以不能把它們用作分析中。左側(cè)標(biāo)有問號的盒子代表了原產(chǎn)于中國的產(chǎn)品通過第三國的對外再輸出。如果將c3理解為僅僅包括轉(zhuǎn)運而A3既包括轉(zhuǎn)運又包括再出口的話，就會潛在的遺漏一部分數(shù)據(jù)(即通過第一
國而不是香港的再出口)，而它們正是此盒子中代表的數(shù)據(jù)。
(二)中、港、美三方貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異在恰當(dāng)?shù)卣页雒乐匈Q(mào)易中鏡像數(shù)據(jù)的兩方面后，就可以定義數(shù)據(jù)差異的兩種衡量方法。第一種方法是在商品水平上衡量貿(mào)易雙方的差異。
在這里M指的是貿(mào)易者r在第t年從s國進口商品i的貿(mào)易數(shù)據(jù)，E指的是s國在第t年報告的輸?shù)絩方的商品i的出口值。這一指標(biāo)總是用于衡量鏡像貿(mào)易數(shù)據(jù)雙方的差異。
第二個指標(biāo)使用雙方報告的數(shù)據(jù)總和作為標(biāo)準(zhǔn)，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)間變化。當(dāng)雙方報告的數(shù)據(jù)差別不大時，兩種方法得出的數(shù)值就會十分接近。
在東行貿(mào)易中，E等于中國報告的對貿(mào)易國的出口值、香港報告的對貿(mào)易國的本地出口值及其為中國的再出口值的和，M等于貿(mào)易國報告的來自中國和香港的進[1值之和。在西行貿(mào)易中，E等于貿(mào)易國報告的對中國和香港的出口值之和，而M等于中國與香港報告的來自貿(mào)易國的進口值減去香港報告的到中國的再出口值。
根據(jù)(1)、(2)計算出的中、港、美三方貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異見表1。
對外貿(mào)易在經(jīng)濟增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強調(diào)出口對一國經(jīng)濟的重大影響，而關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究文獻往往只關(guān)注和分析貿(mào)易開放度、出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系，很少注意進口與經(jīng)濟增長的關(guān)系。直到最近幾年，人們開始意識到進口也可能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極的促進作用，相關(guān)的經(jīng)驗研究文獻也因此陸續(xù)出現(xiàn)。日本經(jīng)濟學(xué)家小島清認為貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用是以貿(mào)易利益的形式來把握的，根據(jù)古典學(xué)派李嘉圖的比較成本理論，貿(mào)易利益主要是指進口利益，出口是獲得進口的手段。羅默（Romer,1993）利用76個發(fā)展中國家1960年的截面數(shù)據(jù)分析了機器和設(shè)備進口對生產(chǎn)的影響?？频热耍–oeetal.,1997）考察了通過機器設(shè)備進口而流向欠發(fā)達國家的技術(shù)溢出效應(yīng)。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀80年代美國100多個制造業(yè)中國際競爭對其全要素生產(chǎn)率的影響進行了研究，發(fā)現(xiàn)進口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。一些文獻還探討了普通進口和技術(shù)擴散之間的可能聯(lián)系（CoeandHelpman,1995；Keller,2001）?？抵Z利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數(shù)據(jù)代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進口對進口國（發(fā)展中國家）模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。針對我國進口與經(jīng)濟增長的互動作用，我國有不少經(jīng)濟學(xué)者就這一問題進行了定性或定量分析。普遍認為進口對經(jīng)濟增長有推動作用（劉曉鵬，2001；張亞斌，2002；熊啟泉、楊十二，2005；廖進中、鄧海濱，2006；張亮，2006）。熊啟泉和楊十二（2005）的“重新審視進口再經(jīng)濟增長中的作用”一文雖然應(yīng)用了計量分析中比較前沿的研究方法，將定性分析和定量分析相結(jié)合，研究了進口貿(mào)易對GDP增長的動態(tài)影響及對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)機制。楊全發(fā)等（1998）運用巴拉薩和費德等人建立的模型，對我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進行線性回歸分析，得出出口的增長并不像想象的那樣對經(jīng)濟增長起到促進作用。陳家勤從進口依存度和進口GDP增長彈性分析，得出我國進口的增長在GDP的增長中發(fā)揮了較大的作用。王建峰等依據(jù)已有的有關(guān)研究結(jié)果、數(shù)據(jù)、現(xiàn)實和歷史經(jīng)驗提出對我國現(xiàn)行出口政策重新進行定位和調(diào)整，重新審視出口導(dǎo)向政策等等。因此，筆者認為，有必要再次對進口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行討論。
首先從理論上分析當(dāng)前適當(dāng)增加進口的必要性與可能性，在此基礎(chǔ)上利用Eview5進行協(xié)整分析來檢驗進口對GDP增長的作用。我國長期以來一直實行出口導(dǎo)向性的戰(zhàn)略政策，不遺余力的推行以出口創(chuàng)匯為主要目標(biāo)的對外貿(mào)易政策，這在很多程度上促進了經(jīng)濟的發(fā)展。然而，隨著科技的發(fā)展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿(mào)易發(fā)展進入了一個新時期，國際貿(mào)易環(huán)境發(fā)生了很大的變化，對中國現(xiàn)行的對外貿(mào)易政策提出嚴峻的挑戰(zhàn)。隨著世界經(jīng)濟發(fā)展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿(mào)易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿(mào)易保護措施的最大受害者，出口貿(mào)易環(huán)境嚴重惡化。據(jù)統(tǒng)計，2003年中國對外貿(mào)易依存度高達60%，在如此高的貿(mào)易依存度下，增強產(chǎn)品在國際上的競爭力是經(jīng)濟發(fā)展的必要手段，而一味追求產(chǎn)品出口創(chuàng)匯則對我國經(jīng)濟發(fā)展構(gòu)成威脅。過去，我國外貿(mào)政策主要放在規(guī)模與速度的增長上，追求貿(mào)易順差與外匯儲備，使企業(yè)片面強調(diào)多出口，多創(chuàng)匯，少進口，節(jié)約使用外匯，從而導(dǎo)致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿(mào)易條件惡化，出現(xiàn)“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿(mào)易的發(fā)展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環(huán)境，從而影響我國經(jīng)濟發(fā)展。要解決中國當(dāng)前面臨的這些問題，就要轉(zhuǎn)變對出口的態(tài)度，適當(dāng)?shù)脑黾舆M口。依據(jù)很多國家發(fā)展經(jīng)驗，出口在很大程度上可以促進國民經(jīng)濟的發(fā)展。但各國宏觀政策的實施依據(jù)國情進行，因此我們應(yīng)立足國情來正確看待進出口對我國經(jīng)濟增長的作用。
1進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論研究
進口與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究最早可以追溯到古典經(jīng)濟學(xué)時代。亞當(dāng)•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產(chǎn)品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經(jīng)濟增長(交易生利)。大衛(wèi)•李嘉圖指出,通過對外貿(mào)易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩(wěn)定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經(jīng)濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿(mào)易可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料和機器設(shè)備等經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展所必須的物質(zhì)材料，同時推動國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產(chǎn)率；通過產(chǎn)品進口造成新的需求，刺激和引導(dǎo)新產(chǎn)業(yè)的成長。
受古典經(jīng)濟學(xué)家上述觀點和理論的啟發(fā)，后來的經(jīng)濟學(xué)家進一步探討了進口貿(mào)易對經(jīng)濟的帶動問題。D•H•羅伯特遜和R•納克斯認為資本品的進口使該國取得國際分工的利益，大大節(jié)約了生產(chǎn)要素的投入量,它是經(jīng)濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿(mào)易對經(jīng)濟增長率影響效應(yīng)理論，認為如果大量進口投資品，會使國內(nèi)投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經(jīng)濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿(mào)易理論開始將進口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進步，認為進口貿(mào)易是促進技術(shù)進步的一個重要因素，同時將經(jīng)濟增長引入這一分析框架,把技術(shù)作為內(nèi)生變量，研究技術(shù)變動、進口貿(mào)易、經(jīng)濟增長三者之間的互動關(guān)系。他們認為，技術(shù)通過中間產(chǎn)品的投入產(chǎn)生擴散。如果一國的R&D活動產(chǎn)生新的中間產(chǎn)品與現(xiàn)有的中間產(chǎn)品不同，或比現(xiàn)有的中間產(chǎn)品更好當(dāng)這些中間產(chǎn)品出口時，進口國的生產(chǎn)力就會通過其貿(mào)易伙伴的研發(fā)效應(yīng)和技術(shù)擴散得到提高。
2數(shù)據(jù)、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2007的《中國統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)研究問題的需要，按進口（M）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）等指標(biāo)，作為樣本進行分析。
由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，不滿足傳統(tǒng)的多元回歸或其他方法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關(guān)系，也會由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢而顯現(xiàn)一定的關(guān)系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協(xié)整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關(guān)系，然后進行驗證；而協(xié)整分析則是事后假定，即先判斷單整階數(shù)，只有變量間單整階數(shù)相同，或不同階數(shù)的變量經(jīng)過組合后，理論上可能存在長期的均衡關(guān)系，才可以假定方程式。筆者根據(jù)研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進行計量分析，在進行數(shù)據(jù)分析時，GDP按當(dāng)年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對數(shù)，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。為考察進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的關(guān)系，本文采用GDP、M的自然對數(shù)形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1樣本數(shù)據(jù)描述性分析
從我國進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的對數(shù)圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進口貿(mào)易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現(xiàn)不平穩(wěn)，即序列使非平穩(wěn)時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數(shù)據(jù)序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調(diào)整后的時間序列趨于平穩(wěn)。
2.2樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
在進行計量分析時，首先要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）檢驗。
由于ADF=-1.739381，大于1%臨界值，所以LnGDP是非平穩(wěn)的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩(wěn)的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數(shù)，在一階差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩(wěn)的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進行協(xié)整關(guān)系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關(guān)的。
2.3Granger因果檢驗
進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系用經(jīng)濟計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數(shù)據(jù)調(diào)入Eview5.0進行Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表2。
從表2可以看出，進口是促進經(jīng)濟增長的原因，即進口和經(jīng)濟增長之間具有Granger因果關(guān)系。所以筆者在做協(xié)整分析時可以根據(jù)經(jīng)濟學(xué)有關(guān)理論，將進口作為經(jīng)濟增長的一個原因來分析。
2.4協(xié)整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)都是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協(xié)整回歸方程：
其中括號內(nèi)給出的數(shù)字是t值。根據(jù)t值、R2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關(guān)性，進口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進行協(xié)整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩(wěn)性，若殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間的關(guān)系是協(xié)整的；反之，則不是協(xié)整的。其檢驗方法就是采取單位根（ADF）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設(shè)，即序列平穩(wěn)。從殘差序列的單位根檢驗結(jié)果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設(shè)，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩(wěn)。進而說明LnGDP與LnM之間存在協(xié)整關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值與進口之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
3結(jié)論
通過對我國進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的實證分析，以及根據(jù)GDP、M因果關(guān)系分析，并在此基礎(chǔ)上建立協(xié)整分析，可以看出進口與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，進口在很大程度上可以促進國民經(jīng)濟的增長。通過實證分析得出，進口與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，從長期來看，進口增加1%，會引起經(jīng)濟增長1.123%。當(dāng)前出口導(dǎo)向的政策不僅為我國對外貿(mào)易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產(chǎn)品導(dǎo)致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當(dāng)增加原材料、設(shè)備、尤其是高科技產(chǎn)品的進口，這不僅有利于解決當(dāng)前我國對外貿(mào)易存在的問題，而且有助于提高我國技術(shù)水平及資源使用率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，改變經(jīng)濟增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當(dāng)前的外匯儲備為我國增加進口提供了充足的資金。因此，要對我國的進出口有一個重新的認識，不能一味的強調(diào)出口、強調(diào)順差、“重出口輕進口”，要認識到進口對GDP的拉動作用，保持進口與出口的均衡發(fā)展，從而促進我國經(jīng)濟持續(xù)健康增長。
參考文獻
【關(guān)鍵詞】中國-東盟；貿(mào)易效應(yīng)；協(xié)整檢驗
一、引言
中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA），于2002年11月簽署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面啟動，涵蓋11個國家、19億人口，是世界上人口最多的自由貿(mào)易區(qū)，也是發(fā)展中國家間最大的自由貿(mào)易區(qū)。
關(guān)于經(jīng)濟一體化對貿(mào)易影響的研究比較成熟的是對歐洲經(jīng)濟一體化的貿(mào)易效應(yīng)研究，大部分研究發(fā)現(xiàn)，歐洲經(jīng)濟一體化對于貿(mào)易是正的且顯著的效應(yīng)。國內(nèi)對中國-東盟的貿(mào)易效應(yīng)研究顯示，CAFTA對貿(mào)易具有擴大效應(yīng)，但對中國的凈的貿(mào)易效應(yīng)為負。陳漢林，涂艷（2007）認為貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)遠大于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，且差額在逐年增加，對中國而言凈貿(mào)易效應(yīng)為負；陳雯（2009）和徐婧（2008）認為CAFTA對區(qū)域內(nèi)貿(mào)易有正的效應(yīng)，且對中國從東盟進口的作用較大。
使用引力模型估計是研究貿(mào)易協(xié)定效應(yīng)的重要方法。早期的研究多使用橫截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板數(shù)據(jù)進行分析如：郎永峰，尹翔碩（2009），陳雯（2009），Marie，Eric（2011）。但現(xiàn)有文獻對CAFTA效應(yīng)的研究大多忽略了由于遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，且在使用面板數(shù)據(jù)分析時忽略了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，可能會造成謬誤回歸。本文進行了面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗，且使用個體固定效應(yīng)模型估計，減輕由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。
二、數(shù)據(jù)和模型設(shè)定
本文使用的引力模型是對Ma'tya's，L.（1997）中引力模型樣板的一個改版。Ma'tya's，L.（1997）認為正確的計量經(jīng)濟引力模型的樣板如下：
ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）
其中，EXPijt是i國與j國在t期的貿(mào)易量；Yit和Yjt分別是i國和j國在t期的實際GDP；ωij是指i國和j國的貿(mào)易組特征，如共同邊界、共同貨幣、距離和文化聯(lián)系等；CAFijt虛擬變量，當(dāng)i國和j國在t期時是自由貿(mào)易區(qū)的成員時取1，否則取0；αi是進口國固定效應(yīng)；γj是出口國固定效應(yīng)；λt是時間固定效應(yīng)；μijt是隨機誤差項。
由于本文是基于中國角度分析CAFTA的影響，因而采用“單國模式”進行研究。“單國模式”與“多國模式”的不同在于需要分別對進口和出口進行回歸。
本文使用的回歸方程如下：
ln（IMijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（2）
ln（EXijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（3）
方程（2）是進口的回歸方程，方程（3）是出口的回歸方程。其中，i國表示中國，j國表示其貿(mào)易伙伴；DGDPPCijt是j國與中國在t期的實際人均GDP差額，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分別表示中國和j國在t期的實際人均GDP，根據(jù)林達的偏好相似理論，實際人均收入的差距與貿(mào)易量應(yīng)當(dāng)是反向關(guān)系；DISTij表示j國與中國的距離，兩國距離遠近可以衡量貿(mào)易成本的大小，因而距離與貿(mào)易量是反向關(guān)系；CAFijt與LANij為虛擬變量，CAFijt中國與j國在t期都為中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)成員時取1，否則取0；LANij中國與j國使用同一種語言取1，否則取0，使用同一種語言的兩國或地區(qū)其文化聯(lián)系較大，因而對貿(mào)易的效應(yīng)是正的。
本文樣本是中國與東盟十國以及12個主要的貿(mào)易伙伴2000-2012年間的雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)。其中東盟十國是文萊、緬甸、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南；12個主要的貿(mào)易伙伴包括：香港、日本、巴西、英國、德國、法國、意大利、荷蘭、俄羅斯、加拿大、美國和澳大利亞。
數(shù)據(jù)來源：雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國UNCTAD數(shù)據(jù)庫；以2005年為基期的實際人均GDP來源于ERS International Macroeconomic 數(shù)據(jù)庫；以2005年為基期的實際GDP來源于IMF數(shù)據(jù)庫；RTA數(shù)據(jù)來源于WTO數(shù)據(jù)庫；距離以及共同語言數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。
三、實證結(jié)果
為避免數(shù)據(jù)序列因存在單位根過程而造成的謬誤回歸，本文進行面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗，回歸結(jié)果見表1和表2。結(jié)果顯示：所有變量在1%顯著水平下都是一階單整的，且在1%顯著水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，即存在協(xié)整關(guān)系。表1IPS單位根檢驗結(jié)果變量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC變量水平截距項3.142.794.614.684.82截距項和趨勢項2.430.640.751.530.19一階差分截距項-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滯后長度根據(jù)BIC準(zhǔn)則選擇；***表示1%水平下顯著。
表2面板協(xié)整檢驗結(jié)果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：協(xié)整檢驗包含截距項和趨勢項，滯后長度根據(jù)SIC標(biāo)準(zhǔn)選擇，最大為2；***表示在1%水平下顯著。
本文對方程（2）和（3）的回歸采用混合面板回歸的方法，回歸結(jié)果見表三。由于遺漏變量的存在可能導(dǎo)致解釋變量與隨機誤差項相關(guān)，進而導(dǎo)致實證結(jié)果存在內(nèi)生性偏誤。本文通過固定個體效應(yīng)控制樣本不可觀測的遺漏因素減輕內(nèi)生性問題，即采用個體固定效應(yīng)模型估計。
由表可以看出：
（1）實際GDP對貿(mào)易的效應(yīng)是正的，且在混合面板回歸和個體固定效應(yīng)回歸的結(jié)果都是在1%水平下顯著，表明貿(mào)易量與經(jīng)濟規(guī)模正相關(guān)；實際人均收入差額對出口的影響在混合面板回歸和個體固定效應(yīng)回歸中的結(jié)果符號不同且不顯著，而對進口的影響在混合面板回歸中是負的且顯著，但在個體固定效應(yīng)回歸中符號改變且不顯著，此結(jié)果不支持林達的偏好相似理論；兩國的距離可以表示兩國間貿(mào)易的運輸成本，對進口和出口的回歸結(jié)果顯示距離的系數(shù)為負且顯著，與預(yù)期一致；共同語言代表兩國或地區(qū)間的文化聯(lián)系，其系數(shù)在進口和出口的回歸結(jié)果中都為正且顯著，表明貿(mào)易雙方間的文化聯(lián)系對貿(mào)易有正的影響，與預(yù)期相符。
（2）CAFTA虛擬變量的系數(shù)在對進口和出口的混合面板回歸中為負且不顯著，但在個體固定效應(yīng)回歸中符號發(fā)生變化，其中對出口的回歸中系數(shù)為正且在5%水平下顯著，對進口的回歸中系數(shù)為負且在5%水平下顯著。這表明控制遺漏變量造成的內(nèi)生性的重要作用，即在控制了由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性后中CAFTA的簽訂對中國向東盟國家的出口由不顯著的負效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)；而對中國從東盟國家的進口的負效應(yīng)有微弱增加。表3對出口和進口的回歸結(jié)果
出口方程進口方程解釋變量混合面板回歸固定效應(yīng)回歸混合面板回歸固定效應(yīng)回歸ln（Y1）1.70***（-15）1.39***（-8.6）1.52***（-11）1.63***（-7.9）ln（Y2）0.96***（-38）1.29***（-4）1.02***（-33）1.19***（-2.9）DGDPPC-0.02（-0.5）0.2（-1.6）-0.25***（-4.7） 0.12（-0.8）CAFTA-0.036（-0.70）0.067**（-2.02）-0.089（-1.93） -0.091**（-2.17）LAN0.70***（-14）1.08***（-18）ln（DIST）-0.89***（-11） -0.97***（-10） 注：括號里面為t值，***表示1%水平下顯著，**表示5%顯著水平下顯著。
四、結(jié)論
本文利用引力模型的拓展版本對CAFTA的貿(mào)易效應(yīng)進行實證分析，結(jié)果顯示：貿(mào)易雙方的經(jīng)濟規(guī)模、文化聯(lián)系對貿(mào)易有正的影響，而距離對貿(mào)易的影響是負的，這與經(jīng)典的引力模型分析結(jié)果是一致的。
CAFTA對中國與東盟國家之間貿(mào)易的影響在沒有控制遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性時為負且不顯著，這與現(xiàn)有文獻（陳雯 2009，徐婧 2008）的結(jié)論不一致。在控制內(nèi)生性的個體固定效應(yīng)回歸中CAFTA對中國向東盟的出口具有促進作用，而對中國從東盟的進口是負效應(yīng)，對中國而言凈的貿(mào)易效應(yīng)是正的，這與大部分現(xiàn)有文獻的結(jié)論一致，說明建立中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)能夠促進我國對東盟的出口。
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關(guān)鍵詞：河北?。粎^(qū)域經(jīng)濟增長；對外貿(mào)易
1 區(qū)域經(jīng)濟增長與對外貿(mào)易的相關(guān)理論
區(qū)域經(jīng)濟，指在生產(chǎn)要素、商品勞務(wù)不能完全流動，經(jīng)濟活動不完全可分，創(chuàng)新能力具有部分排他性和競爭性的前提下，特定區(qū)域的經(jīng)濟活動和經(jīng)濟關(guān)系的總和。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展就是經(jīng)濟進步，區(qū)域經(jīng)濟增長是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的一個方面。
對外貿(mào)易是指某個國家或地區(qū)與其他國家或地區(qū)之間所進行的商品或服務(wù)的交換活動，其本質(zhì)是商品和服務(wù)在世界范圍的跨境轉(zhuǎn)移和重新配置。
對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系一直是理論界爭論的焦點之一。按照的觀點，對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系，歸根到底是交換與生產(chǎn)的關(guān)系。較系統(tǒng)地論述貿(mào)易發(fā)展利益的古典經(jīng)濟學(xué)家，是英國的約翰?穆勒，他第一次明確區(qū)分了貿(mào)易利益和發(fā)展利益。之后的亞當(dāng)?斯密、李嘉圖、俄林等也對這一觀點進行了發(fā)展。其中較為著名的是d?h?羅伯特遜在20世紀30年代首次提出來的對外貿(mào)易是“區(qū)域經(jīng)濟增長的發(fā)動機”命題。而到了70年代，克拉維斯提出了對外貿(mào)易不是增長的“發(fā)動機”，而只是增長的“侍女”（handmaiden）的見解。國內(nèi)學(xué)者對此問題的研究較晚， 大多集中在對我國區(qū)域經(jīng)濟增長與貿(mào)易的時間序列數(shù)據(jù)的檢驗上。
我國各省市之間的經(jīng)濟發(fā)展水平差異很大，對外貿(mào)易對一個地區(qū)有推動作用不代表對所有地區(qū)都有推動作用。因此， 本文采集了相關(guān)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)， 對河北省對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關(guān)性進行了分析，力求突破以往研究的局限性。
2 對外貿(mào)易與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關(guān)分析
2.1 衡量指標(biāo)及數(shù)據(jù)的選取
對外貿(mào)易量指標(biāo)為進出口總額、出口總額、進口總額；衡量區(qū)域經(jīng)濟增長的指標(biāo)有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文選用GDP來衡量，這也是我國常采用的一種衡量指標(biāo)。本文選取1989～2008年進出口總額、出口總額、進口總額與GDP，數(shù)據(jù)來源于2009年經(jīng)濟年鑒，其中的進出口額是采用2008年底人民幣對美元匯率（6.8252）進行處理后得到的，金額單位為億元（人民幣），其具體數(shù)值見表1。
2.2 數(shù)據(jù)的處理過程
本文利用一元線性回歸分析進行數(shù)據(jù)處理，所謂回歸分析法，是在掌握大量觀察數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用數(shù)理統(tǒng)計方法建立因變量與自變量之間的回歸關(guān)系函數(shù)表達式（稱回歸方程式）。如果在回歸分析中，只包括一個自變量和一個因變量，且二者的關(guān)系可用一條直線近似表示，這種回歸分析稱為一元線性回歸分析，其數(shù)學(xué)公式為yi=a+bxi+εi。本文是利用excel進行的數(shù)據(jù)處理，其基本步驟為：
1）利用數(shù)據(jù)建立散點圖，選中數(shù)據(jù)，再依次選擇“插入”-“圖表”，選擇X，Y散列點圖。
2）添加趨勢線，單擊新生成的X，Y散列點圖，在依次選擇工具欄按鈕“添加趨勢線”-“類型”中選“線性”，“選項”選擇“顯示公式”和“顯示R平方值”。
3）檢驗，給定顯著性水平為0.001，按n-2查相關(guān)系數(shù)臨界值表，查出相應(yīng)的臨界值 ，將相關(guān)系數(shù)R2與其進行比較，當(dāng)R2>= 時，其相關(guān)性水平顯著，說明該模型通過檢驗。
2.2.1 進口總額與GDP 的回歸分析
設(shè)進口總額為自變量，GDP為因變量，分析結(jié)果見下圖：
其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即進出口總額對GDP的影響是顯著的。
以上模型從經(jīng)濟意義上解釋，當(dāng)進出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來6.5465個單位的增加量。因此，今后應(yīng)重視發(fā)展對外貿(mào)易充分發(fā)揮對外貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，增強國民區(qū)域經(jīng)濟增長能力。
2.2.2 出口總額與GDP 的回歸分析
設(shè)出口總額為自變量，GDP為因變量，分析結(jié)果如下
其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即出口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟意義上解釋，當(dāng)出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來10.405個單位的增加量。
2.2.3 進口總額與GDP 的回歸分析
設(shè)進口總額為因變量，GDP為自變量，分析結(jié)果如下。
其中，n=20，查出相應(yīng)的臨界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相關(guān)性水平顯著，即進口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經(jīng)濟意義上解釋，當(dāng)出口額每增加1個單位會給GDP 總量帶來17.454個單位的增加量。
3 結(jié)論與思考
3.1 結(jié)論
本文對對外貿(mào)易整體與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系、區(qū)域經(jīng)濟增長與進、出口之間的相關(guān)性進行了回歸分析，得出進出口總額、出口總額、進口總額對區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的影響，出口和進口共同對區(qū)域經(jīng)濟增長起促進作用。在早期經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，出口對區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的促進作用，但到了經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，我們更應(yīng)該注重進口貿(mào)易對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。
一國的區(qū)域經(jīng)濟增長主要取決于投資需求、消費需求和出口需求三駕馬車， 在其他條件不變時， 出口的擴大意味著有效需求的擴大， 從而促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。但我們同樣不可忽視進口的作用， 河北的進口品中有大量的省內(nèi)急需的關(guān)鍵生產(chǎn)設(shè)備、高新技術(shù)和重要原材料， 這些進口品有利于促進科技進步和生產(chǎn)率的提高， 在生產(chǎn)中發(fā)揮了重要作用， 有些進口品是直接為出口服務(wù)的，而且我們可以看出就現(xiàn)階段而言，進口而對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是最大的。
應(yīng)制定進口戰(zhàn)略，把進口與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、技術(shù)改造緊密結(jié)合起來，有秩序地促進那些經(jīng)濟建設(shè)急需的資源、原材料及先進的設(shè)備和適用技術(shù)進口，加快進口向現(xiàn)實生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化?？傊?，在知識經(jīng)濟時代，面對對外貿(mào)易的新趨勢，對外貿(mào)易要求的發(fā)展應(yīng)實現(xiàn)從對外貿(mào)易觀念的創(chuàng)新到對外貿(mào)易戰(zhàn)略政策、體制的創(chuàng)新，直到對外貿(mào)易法制制度、貿(mào)易構(gòu)成和貿(mào)易工具的全面創(chuàng)新。
3.2 思考
雖然我們可以得出，進口對河北省的區(qū)域經(jīng)濟增長有較大的影響，但是當(dāng)增加1個單位的進口量和增加1個單位的出口量時，那么對外貿(mào)易總額就增加了2個單位，可是區(qū)域經(jīng)濟增長量此時卻存在矛盾，這是我們需要思考的問題。
雖然不能解釋上述原因，但我們至少可以明白：（1）這不是一個簡單的加量運算；（2）在影響河北省區(qū)域經(jīng)濟增長的三個量中，影響最大的是進口；（3）雖然進口對河北省的區(qū)域經(jīng)濟增長影響最大，但我們不能盲目的去提高進口水平，而需要綜合考慮各種因素，制定出一個合理的增加進口的方法策略。
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首先從理論上分析當(dāng)前適當(dāng)增加進口的必要性與可能性，在此基礎(chǔ)上利用eview5進行協(xié)整分析來檢驗進口對gdp增長的作用。我國長期以來一直實行出口導(dǎo)向性的戰(zhàn)略政策，不遺余力的推行以出口創(chuàng)匯為主要目標(biāo)的對外貿(mào)易政策，這在很多程度上促進了經(jīng)濟的發(fā)展。然而，隨著科技的發(fā)展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿(mào)易發(fā)展進入了一個新時期，國際貿(mào)易環(huán)境發(fā)生了很大的變化，對中國現(xiàn)行的對外貿(mào)易政策提出嚴峻的挑戰(zhàn)。隨著世界經(jīng)濟發(fā)展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿(mào)易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿(mào)易保護措施的最大受害者，出口貿(mào)易環(huán)境嚴重惡化。據(jù)統(tǒng)計，2003年中國對外貿(mào)易依存度高達60%，在如此高的貿(mào)易依存度下，增強產(chǎn)品在國際上的競爭力是經(jīng)濟發(fā)展的必要手段，而一味追求產(chǎn)品出口創(chuàng)匯則對我國經(jīng)濟發(fā)展構(gòu)成威脅。過去，我國外貿(mào)政策主要放在規(guī)模與速度的增長上，追求貿(mào)易順差與外匯儲備，使企業(yè)片面強調(diào)多出口，多創(chuàng)匯，少進口，節(jié)約使用外匯，從而導(dǎo)致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿(mào)易條件惡化，出現(xiàn)“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿(mào)易的發(fā)展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環(huán)境，從而影響我國經(jīng)濟發(fā)展。要解決中國當(dāng)前面臨的這些問題，就要轉(zhuǎn)變對出口的態(tài)度，適當(dāng)?shù)脑黾舆M口。依據(jù)很多國家發(fā)展經(jīng)驗，出口在很大程度上可以促進國民經(jīng)濟的發(fā)展。但各國宏觀政策的實施依據(jù)國情進行，因此我們應(yīng)立足國情來正確看待進出口對我國經(jīng)濟增長的作用。
1 進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論研究
進口與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究最早可以追溯到古典經(jīng)濟學(xué)時代。亞當(dāng)•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產(chǎn)品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經(jīng)濟增長(交易生利)。大衛(wèi)•李嘉圖指出,通過對外貿(mào)易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩(wěn)定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經(jīng)濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿(mào)易可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料和機器設(shè)備等經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展所必須的物質(zhì)材料，同時推動國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產(chǎn)率；通過產(chǎn)品進口造成新的需求，刺激和引導(dǎo)新產(chǎn)業(yè)的成長。
受古典經(jīng)濟學(xué)家上述觀點和理論的啟發(fā)，后來的經(jīng)濟學(xué)家進一步探討了進口貿(mào)易對經(jīng)濟的帶動問題。d•h•羅伯特遜和r•納克斯認為資本品的進口使該國取得國際分工的利益，大大節(jié)約了生產(chǎn)要素的投入量,它是經(jīng)濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿(mào)易對經(jīng)濟增長率影響效應(yīng)理論，認為如果大量進口投資品，會使國內(nèi)投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經(jīng)濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿(mào)易理論開始將進口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進步，認為進口貿(mào)易是促進技術(shù)進步的一個重要因素，同時將經(jīng)濟增長引入這一分析框架,把技術(shù)作為內(nèi)生變量，研究技術(shù)變動、進口貿(mào)易、經(jīng)濟增長三者之間的互動關(guān)系。他們認為，技術(shù)通過中間產(chǎn)品的投入產(chǎn)生擴散。如果一國的r&d活動產(chǎn)生新的中間產(chǎn)品與現(xiàn)有的中間產(chǎn)品不同，或比現(xiàn)有的中間產(chǎn)品更好當(dāng)這些中間產(chǎn)品出口時，進口國的生產(chǎn)力就會通過其貿(mào)易伙伴的研發(fā)效應(yīng)和技術(shù)擴散得到提高。
2 數(shù)據(jù)、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2007的《中國統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)研究問題的需要，按進口（m）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）等指標(biāo)，作為樣本進行分析。
由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，不滿足傳統(tǒng)的多元回歸或其他方法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關(guān)系，也會由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢而顯現(xiàn)一定的關(guān)系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協(xié)整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關(guān)系，然后進行驗證；而協(xié)整分析則是事后假定，即先判斷單整階數(shù)，只有變量間單整階數(shù)相同，或不同階數(shù)的變量經(jīng)過組合后，理論上可能存在長期的均衡關(guān)系，才可以假定方程式。筆者根據(jù)研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進行計量分析，在進行數(shù)據(jù)分析時，gdp按當(dāng)年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對數(shù)，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。為考察進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的關(guān)系，本文采用gdp、m的自然對數(shù)形式，分別記為lngdp、lnm。由于adf=-1.739381，大于1%臨界值，所以lngdp是非平穩(wěn)的，adf=1.737057同樣大于1%臨界值，所以lnm也是非平穩(wěn)的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數(shù)，在一階差分中l(wèi)ngdp、lnm的adf值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩(wěn)的，即lngdp、lnm為一階單整變量，可以進行協(xié)整關(guān)系檢驗。d-w值在2附近，表明時間序列是非自相關(guān)的。
2.4 協(xié)整分析
前面的單位根檢驗表明，我國gdp和進口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)都是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即lngdp、lnm之間有長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)最小二乘法，可以定量確定lngdp、lnm兩者之間的方程。
lngdp、lnm之間協(xié)整回歸方程：
其中括號內(nèi)給出的數(shù)字是t值。根據(jù)t值、r2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關(guān)性，進口每增長1%，gdp就隨之增長1.123%。
進行協(xié)整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩(wěn)性，若殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間的關(guān)系是協(xié)整的；反之，則不是協(xié)整的。其檢驗方法就是采取單位根（adf）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設(shè)，即序列平穩(wěn)。從殘差序列的單位根檢驗結(jié)果看，e在5%、10%的置信范圍，其adf值均小于置信值，接受零假設(shè)，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩(wěn)。進而說明lngdp與lnm之間存在協(xié)整關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值與進口之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
3 結(jié)論
通過對我國進口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的實證分析，以及根據(jù)gdp、m因果關(guān)系分析，并在此基礎(chǔ)上建立協(xié)整分析，可以看出進口與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但lngdp與lnm之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，進口在很大程度上可以促進國民經(jīng)濟的增長。通過實證分析得出，進口與gdp之間存在協(xié)整關(guān)系，從長期來看，進口增加1%，會引起經(jīng)濟增長1.123%。當(dāng)前出口導(dǎo)向的政策不僅為我國對外貿(mào)易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產(chǎn)品導(dǎo)致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當(dāng)增加原材料、設(shè)備、尤其是高科技產(chǎn)品的進口，這不僅有利于解決當(dāng)前我國對外貿(mào)易存在的問題，而且有助于提高我國技術(shù)水平及資源使用率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，改變經(jīng)濟增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當(dāng)前的外匯儲備為我國增加進口提供了充足的資金。因此，要對我國的進出口有一個重新的認識，不能一味的強調(diào)出口、強調(diào)順差、“重出口輕進口”，要認識到進口對gdp的拉動作用，保持進口與出口的均衡發(fā)展，從而促進我國經(jīng)濟持續(xù)健康增長。
參考文獻
內(nèi)容摘要:基于擴展的引力模型,本文就解釋中美貿(mào)易不平衡的主要觀點:貿(mào)易政策論、美國在華直接投資論、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論和人民幣匯率論的解釋能力做了定量分析。結(jié)論表明:美國在華FDI并不是導(dǎo)致中美貿(mào)易不平衡的因素,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿(mào)易順差,這與美國經(jīng)濟分析局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)相吻合;此外,貿(mào)易政策論、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論和人民幣匯率論分別在一定程度上解釋了中美貿(mào)易的不平衡。
關(guān)鍵詞:中美貿(mào)易 貿(mào)易逆差 引力模型
近年來,中美貿(mào)易格局基本以我國對美國的貿(mào)易順差逐年上升為顯著特征。這一貿(mào)易格局引起了人們的極大關(guān)注,并引發(fā)了許多解釋性的觀點。對中美貿(mào)易不平衡原因的解釋主要包括美國對華出口的限制性貿(mào)易政策、美國在華直接投資、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及匯率因素等。本文以引力模型為基礎(chǔ),以上述主要觀點為參本,以期對每種觀點的解釋能力做一個客觀的評價。
本文與類似文獻的不同之處在于以下幾個方面:首先,本文綜合考慮了影響中美貿(mào)易差額的主要因素,并把它們引入到擴展的引力模型中,避免了前人研究中由于缺失重要解釋變量而產(chǎn)生的自相關(guān)問題;其次,本文分別以中國對美國的出口和從美國的進口作為被解釋變量建立引力模型,從而從出口和進口兩個方面考察貿(mào)易差額產(chǎn)生的原因,這與前人單純以中美貿(mào)易差額作為被解釋變量建立模型相比,能夠帶來更豐富的結(jié)論;第三,本文對各種觀點的解釋能力做了定量分析。本文最主要的發(fā)現(xiàn)是美國在華直接投資并不是導(dǎo)致中美貿(mào)易差額的因素,相反,美國在華直接投資傾向于減少中美貿(mào)易差額,這與前人的研究結(jié)論是不一致的,美國經(jīng)濟分析局(BEA)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)支持本文的觀點。此外,貿(mào)易政策論、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論和人民幣匯率論分別在一定程度上解釋了中美貿(mào)易不平衡的原因。
中美貿(mào)易不平衡原因的主要觀點
目前關(guān)于中美貿(mào)易不平衡的原因分析主要有以下幾類主要觀點:
(一)貿(mào)易政策論
中美兩國在國際分工中資源稟賦不同,雙方經(jīng)濟存在明顯的互補性。一方面,中國在勞動密集型產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢,加之中國長期采取出口導(dǎo)向型的政策,對出口有大量的政策鼓勵和制度激勵,導(dǎo)致大量中國產(chǎn)品進入美國市場;美國雖然在高科技產(chǎn)品生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢,但由于對華實行嚴格的出口管制,因此,美國貨物貿(mào)易的對華出口始終小于從華進口,這是構(gòu)成是美中貿(mào)易逆差的一個原因。Zhang(2000)認為美國的出口管制政策是自相矛盾的,一方面強調(diào)美國對華貿(mào)易逆差,另一方面卻又不想取消對華出口管制,這就成為發(fā)展與擴大中美貿(mào)易和經(jīng)濟關(guān)系的主要障礙。林玨(2008)通過貿(mào)易競爭力指數(shù)和顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)分析中美雙邊貿(mào)易產(chǎn)品的競爭力狀況,認為中國的比較優(yōu)勢已經(jīng)釋放,而美國始終沒有對華開放高科技產(chǎn)品出口,只要美國放松對華出口管制,是完全能夠?qū)崿F(xiàn)對華貿(mào)易平衡的。
(二)美國在華投資論
美國在華直接投資主要通過三種途徑對中美貿(mào)易差額產(chǎn)生影響:一是在華直接投資的貿(mào)易替代效應(yīng)減少了美國對中國最終產(chǎn)品的出口;二是在華直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)增加了美國對中國中間產(chǎn)品或相關(guān)產(chǎn)品的出口;三是在華跨國公司向美國的產(chǎn)品返銷擴大了中國對美國的出口。綜合以上三種途徑,美國在華直接投資擴大了中國向美國的出口,而對中國從美國進口的影響是不確定的。因此,美國在華直接投資對中美貿(mào)易差額的影響依賴于這三種途徑的力量比較。許多學(xué)者在這方面做了實證研究,幾乎所有研究表明美國在華直接投資是中美貿(mào)易差額的一個重要影響因素。楊來科和廖春(2006)發(fā)現(xiàn)美國在華直接投資增長較快的行業(yè),美國企業(yè)在華的銷售額也增長較快,同時美國對華出口下降的速度也比較快,因此,他們發(fā)現(xiàn)美國對華投資企業(yè)的貿(mào)易替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位。付強和朱竹穎(2008)通過協(xié)整檢驗并構(gòu)建誤差修正模型,說明中美貿(mào)易不平衡問題在很大程度上是由美國在華直接投資所引致,這種引致過程主要通過美在華投資企業(yè)加工貿(mào)易返銷造成。
(三)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論
該觀點認為東亞地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,使中國承接了東亞地區(qū)對美國的貿(mào)易順差。東亞主要經(jīng)濟體通過將部分產(chǎn)業(yè)向中國轉(zhuǎn)移再由中國向美國出口,把中國作為外貿(mào)出口的生產(chǎn)平臺。這種產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移造成的貿(mào)易順差轉(zhuǎn)移加劇了中美貿(mào)易失衡。大多數(shù)實證研究證實了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論對中美貿(mào)易順差的影響。Yang等(2004)指出,中國大陸的外貿(mào)伙伴中國香港、中國臺灣和韓國將勞動密集型生產(chǎn)設(shè)備轉(zhuǎn)移到中國大陸,通過在中國大陸進行外向加工,然后對美出口。這些產(chǎn)品占了美國從華進口的很大份額,因而美中貿(mào)易逆差的增加部分是美國對中國香港、中國臺灣和韓國貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)移的結(jié)果。
(四)人民幣匯率論
該觀點認為中國對美國不斷上升的貿(mào)易順差是由于人民幣匯率人為地維持在低水平上所引起的。人民幣匯率的壓低導(dǎo)致中國商品在美國市場上形成了非自然的競爭優(yōu)勢,因此導(dǎo)致了中國對美國存在大量的貿(mào)易順差。關(guān)于匯率因素對中美貿(mào)易差額的影響,學(xué)者們并未達成一致意見。沈國兵(2004)利用協(xié)整檢驗的方法對美中貿(mào)易逆差與人民幣匯率之間的關(guān)系進行了研究,認為前者并非由后者引起。與他們的研究結(jié)論相反,在最近的一項研究中,余淼杰(2009)采用引力模型,使用2002-2007年間的行業(yè)面板數(shù)據(jù)考察人民幣匯率對于中美雙邊貿(mào)易的影響,發(fā)現(xiàn)人民幣貶值能夠顯著地增加中美貿(mào)易順差。
擴展的引力模型、變量和數(shù)據(jù)
Anderson和van Wincoop(2003)指出,引力理論也許是當(dāng)今唯一能成功地解釋雙邊貿(mào)易額的模型。20世紀七八十年代以后,應(yīng)用引力模型的實證研究得到了發(fā)展。基本引力模型通過被加入一些新的變量而有了擴展性的應(yīng)用。
引力模型的基本形式是:
(1)
其中,Xij是國家i和國家j之間的貿(mào)易流量;Yi和Yj分別為國家i和國家j的GDP;Ni和Nj分別為兩國的人口數(shù)量;Dij是兩國經(jīng)濟中心之間的空間距離;Pij是影響雙邊貿(mào)易的其他因素,例如兩國是否結(jié)成優(yōu)惠貿(mào)易安排、兩國是否邊界相鄰,是否使用共同語言、進出口相似性指數(shù)等變量;Uij是隨機誤差項。在應(yīng)用中,人們會對引力模型進行擴展和變形。
上文總結(jié)的不同解釋性觀點揭示了不同的因素對中美貿(mào)易不平衡的影響,本章以引力模型為基礎(chǔ),把上述因素考慮進去,對各因素對中美貿(mào)易不平衡的影響作定量分析。借鑒貿(mào)易引力模型的形式,本文引入進出口相似性指數(shù)、美國在華FDI,東亞國家在華FDI、人民幣實際匯率等解釋變量,建立對貿(mào)易流量分析的模型。本文設(shè)定計量模型如下:
(2)
(3)
(2) 式和(3)式分別是中國對美國出口和從美國進口的引力模型。其中,EX和IM分別表示中國對美國出口額和從美國進口額,單位為萬美元。數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫中進口國的報告數(shù)據(jù),即中國對美國出口額采用美國報告的進口數(shù)據(jù),中國從美國進口額采用中國報告的進口數(shù)據(jù)。一般認為,由于對進口產(chǎn)品征收關(guān)稅等原因,進口國在貿(mào)易統(tǒng)計上較為嚴謹。同時,采用美國報告的進口數(shù)據(jù)能夠避免因忽略中國內(nèi)地從香港轉(zhuǎn)口造成的數(shù)據(jù)不準(zhǔn)確問題。
GDPUS是美國的GDP,GDPC是中國的GDP(按1990年不變價格計算),數(shù)據(jù)來源于IMF2008年世界經(jīng)濟展望,單位為萬美元。出口國的GDP越大意味著出口供給能力越強,進口國GDP越大意味著進口吸收能力越強,因此它們的系數(shù)都期望為正值。
COSCUS和COSUSC表示中國和美國的進出口相似性指數(shù)。前者是以中國作為出口國、美國作為進口國計算的,后者是以美國作為出口國、中國作為進口國計算的。本文采用Cees和Hans(1991)提出的計算兩國進出口相似性指數(shù)的方法:
其中,i、j、k分別表示出口國、進口國及商品類別 ;Eik為出口國i向世界其他各國出口k類商品的總量;Eik為進口國j從世界其他各國進口k類商品的總量。COS的值位于0至1之間,取值越大,意味著兩國進出口相似性越大,雙方存在的貿(mào)易潛力也就越大。有些現(xiàn)實原因可能會使這種貿(mào)易可能性受到影響,例如各種貿(mào)易政策和貿(mào)易壁壘。本文在(2)式和(3)式中分別加入了COSCUS和COSUSC,二者的計算基于SITC兩位數(shù)的分類,數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫,二者的系數(shù)β3和α3都期望為正值。
FDIUS是美國在華FDI存量,由各年度FDI流量加總得到,考慮到1986年之前美國在華FDI存量較小,所以起始年度為1986年。數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)《中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》,FDIUS的單位為萬美元。根據(jù)前文的分析,美國在華FDI會促進中國對美國的出口,因此,β4的符號期望為正值。而美國在華FDI對中國從美國進口的影響是不確定的,所以α4的符號是不確定的。
FDIEA是東亞國家在華FDI存量,由日本、韓國、中國香港、中國臺灣和新加坡五個國家或地區(qū)各年度FDI流量加總得到,同樣,考慮到1986年之前各國在華FDI存量較小,所以起始年度為1986年。數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)《中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》,FDIEA的單位為萬美元。東亞國家在華FDI會促進中國對美國的出口,因此,β5的符號期望為正值。而東亞國家在華FDI對中國從美國進口也會起促進作用,所以α5的符號也期望為正值。
匯率水平Exchange為人民幣實際有效匯率,數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行網(wǎng)站,系數(shù)β6期望為正值,α6期望為負值,這是因為人民幣貶值有利于中國對美國出口,而不利于中國從美國進口。Ut和εt分別為方程(2)和(3)的隨機誤差項。方程(2)和(3)使用1986年至2007年的時間序列數(shù)據(jù)。對于FDIUS、FDIEA、EX和IM,為了消除物價變動的影響,用國際貨幣基金組織的中國GDP縮減指數(shù)進行了處理(1990年為100),然后取對數(shù)。對GDPUS和GDPC(已是按不變價格計算的)、Exchange、COSCUS和COSUSC也取對數(shù)。
計量模型的檢驗、結(jié)果與分析
(一)計量模型的檢驗與結(jié)果
如果直接將非平穩(wěn)時間序列進行回歸分析,可能會造成偽回歸。但如果多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性,則這些變量可以合成一個平穩(wěn)的時間序列。這個平穩(wěn)的時間序列可用來描述原變量間的均衡關(guān)系。因此,在進行協(xié)整分析前,首先檢驗序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果表明,各變量在差分前是不平穩(wěn)序列,經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)序列。在變量時間序列都為一階單整的基礎(chǔ)上,檢驗它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系?？紤]到變量的內(nèi)生性問題,例如,匯率并不是外生給定的,而是受到雙邊貿(mào)易額的影響,均使用解釋變量的滯后一期值作為它們的工具變量。首先用(2)式做如下協(xié)整回歸并檢驗各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。
(4)
“***”、“**”和“*”分別表示通過了1%、5%和10%水平的t檢驗。各變量的符號與我們期望的一致。美國在華FDI的符號雖然為正值,但僅通過10%水平的t檢驗。其他變量都通過了1%或5%水平的t檢驗。若上述變量存在協(xié)整關(guān)系,則(4)式中殘差序列ut應(yīng)具有平穩(wěn)性。通過進行AEG檢驗,結(jié)果表明(4)式中各變量存在協(xié)整關(guān)系。
同樣,用(3)式做如下協(xié)整回歸并檢驗各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。
(5)
人民幣匯率符號與期望不一致,這可能是由于加工貿(mào)易進口對匯率變動不敏感所致。美國在華FDI的符號為正,這說明美國在華FDI的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)要大于貿(mào)易替代效應(yīng)。其他變量的符號與預(yù)期一致,并通過了1%或5%水平的t檢驗。若上述變量存在協(xié)整關(guān)系,則(5)式中殘差序列εt應(yīng)具有平穩(wěn)性。AEG檢驗表明(5)式中各變量也存在協(xié)整關(guān)系。
(二)穩(wěn)定性檢驗
為了確認回歸結(jié)果的可信性,本文進一步進行了穩(wěn)健性分析。首先,考慮到1994年人民幣匯率并軌,匯率發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化,本文使用1994年至2007年的數(shù)據(jù)重新對方程(4)和方程(5)進行了回歸,結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了回歸系數(shù)略有變化外,各變量仍然保持了原有的符號,并且除了美國在華FDI未通過10%水平的t檢驗外,其它各變量均通過1%或5%水平的t檢驗。
另外,考慮到大多數(shù)引力模型也把人均GDP變量作為解釋變量,本文把中國和美國的人均GDP變量分別用PGDPUS和PGDPC表示(數(shù)據(jù)來源于IMF2008年世界經(jīng)濟展望,按1990年不變價格計算,單位為萬美元),并引入到方程(4)和方程(5)中重新進行了回歸檢驗,結(jié)果發(fā)現(xiàn)原有變量的系數(shù)仍然保持了穩(wěn)定性,不過中國和美國的人均GDP變量回歸系數(shù)均為負數(shù),這結(jié)果與余淼杰(2009)的發(fā)現(xiàn)非常相似。余淼杰(2009)對此的解釋是人均GDP變量不是外生的,而是受該國制度所影響的。由于人均GDP變量不具有統(tǒng)計顯著性,所以我們不必在意這個結(jié)果。
(三)對計量模型結(jié)果的分析
本文以方程(4)式和(5)式為依據(jù),對計量模型的結(jié)果進行分析:
從兩國的GDP看,由(4)式和(5)式可知,美國GDP每增加1%,中國對美國的出口增加0.69%,而中國從美國的進口增加0.67%;中國GDP每增加1%,中國對美國的出口增加1.70%,而中國從美國的進口增加1.47%。因此,美國和中國GDP的增加都有利于擴大中國對美國的貿(mào)易順差。GDP的增加意味著出口供給能力和進口需求能力的提高,與美國相比,中國在一個較低發(fā)展水平上的GDP的增加帶來出口供給能力和進口需求能力更快的提高。
從進出口相似性指數(shù)看,(4)式和(5)式表明進出口相似性指數(shù)每增加1%,中國對美國出口增加2.21%,而中國從美國進口增加2.06%。由此可見,隨著中美貿(mào)易互補程度的提高,中國對美國出口的增加速度要超過中國從美國進口的增加速度。原因是多方面的,主要是貿(mào)易政策方面的,比如美國對華高科技產(chǎn)品的出口限制以及中國擁有比美國更為嚴格的進口限制措施等。
從美國在華FDI看,(4)式表明美國在華FDI每增加1%,中國對美國出口僅增加0.34%;(5)式表明美國在華FDI每增加1%,中國從美國進口增加0.62%。因此,美國在華FDI的增加傾向于減少中美貿(mào)易差額。根據(jù)美國經(jīng)濟分析局(BEA)的統(tǒng)計數(shù)據(jù),美國在華投資企業(yè)的銷售額中,分別都有超過40%的比例在中國銷售或出口到第三國,而只有10%左右返銷到美國。因此,美國對華投資大多數(shù)屬于水平型投資和出口平臺投資,這種以占領(lǐng)中國市場和他國市場為主要目的的投資,雖然促進了美國對中國的中間產(chǎn)品出口,但沒有使中國對美出口顯著地增加。因此,與傳統(tǒng)觀點相反,美國在華FDI并不是引起中美貿(mào)易差額的重要因素,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿(mào)易差額。
從東亞國家在華FDI看,(4)式和(5)式表明東亞國家在華FDI每增加1%,中國對美國出口增加0.43%,而中國從美國進口增加0.24%。因此,東亞國家在華FDI傾向于擴大中美貿(mào)易差額。東亞國家在華FDI中相當(dāng)一部分屬于出口平臺型直接投資,這些企業(yè)除了從本國進口部分中間產(chǎn)品外,從美國也進口部分中間產(chǎn)品,最終產(chǎn)品的一部分出口到美國。從總體效應(yīng)看,東亞國家在華直接投資造成的貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)移加劇了中美貿(mào)易失衡。
從人民幣實際匯率看,人民幣實際匯率每貶值1%,中國對美國出口增加2.11%,而中國從美國進口增加0.9%。人民幣實際貶值提高了中國產(chǎn)品的競爭力,有利于擴大中國對美國的出口。由于中國對外貿(mào)易總額中加工貿(mào)易占的比重很大,加工貿(mào)易出口產(chǎn)品競爭力的提高帶來加工貿(mào)易進口的增加,所以即使人民幣實際貶值1%,中國從美國的進口依然增加0.9%。總體來看,人民幣實際匯率維持在一個比較低的水平是中美貿(mào)易不平衡的一個重要原因。
結(jié)論
本文通過應(yīng)用擴展的引力模型考察了解釋中美貿(mào)易不平衡的幾種觀點的解釋能力,得到以下結(jié)論:
本文最主要的發(fā)現(xiàn)是美國在華直接投資并不是導(dǎo)致中美貿(mào)易差額的重要因素。由于美國在華直接投資企業(yè)的產(chǎn)品大多數(shù)在中國當(dāng)?shù)厥袌龌虻谌龂袌鲣N售,返銷到美國的產(chǎn)品數(shù)量很少,同時,美國在華直接投資帶動了美國對中國的中間產(chǎn)品出口,所以美國在華直接投資并不是解釋中美貿(mào)易差額的重要變量,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿(mào)易差額。
貿(mào)易政策論、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移論和人民幣匯率論從不同角度解釋了中美貿(mào)易不平衡的原因。隨著中美兩國貿(mào)易互補程度的提高,中國對美國的出口與從美國的進口并沒有同等程度地提高,中美兩國的貿(mào)易政策,例如,美國對華高科技產(chǎn)品出口的限制政策,是造成這種差異的重要原因。東亞國家在華直接投資帶來的貿(mào)易逆差轉(zhuǎn)移也加劇了中美之間貿(mào)易的失衡。人民幣實際貶值對中國對美國出口和從美國進口產(chǎn)生了不平衡的影響,人民幣實際貶值擴大了中美貿(mào)易的不平衡。
此外,隨著中美兩國GDP的增長,與美國相比,中國出口供給能力和進口需求能力提高得更快;隨著中國GDP的增長,與進口需求能力相比,中國出口供給能力提高更快。中國經(jīng)濟的快速增長帶來的出口供給能力和進口需求能力的變化也是導(dǎo)致中美貿(mào)易不平衡的一個重要原因。
參考文獻:
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4.付強,朱竹穎.美在華直接投資對中美貿(mào)易不平衡的影響.國際貿(mào)易問題,2008(7)
概述
RECAP棉按照國際棉花貿(mào)易慣例是允許進行交易的。因為棉花是自然生長的農(nóng)產(chǎn)品，棉纖維的品質(zhì)受各種因素影響（品種、栽培、天氣、收摘、加工等）品質(zhì)必然參差不齊，美國棉花倉庫在優(yōu)先對一致質(zhì)量等級的棉花組批的同時，也就是我們平時所說的描述棉花（如SM 1-1/8 3.5-4.9 28GPT）和綠卡棉（如21-2-36），有時為了方便和減少調(diào)配的勞務(wù)成本，會形成一些批次的棉花在指標(biāo)等級以及長度等方面有跨越上下等級的差別，也有時倉儲企業(yè)或貿(mào)易企業(yè)大批量棉花組批成交后尚余留下來的“倉囤統(tǒng)花”，數(shù)量一般不大。上述情況為了更客觀透明地讓客戶了解所購美棉的質(zhì)量全貌，美國棉農(nóng)合作社或棉商會預(yù)先將這些棉花以整數(shù)集裝箱倍數(shù)為單位的棉包形成批次，將農(nóng)業(yè)部已檢驗的HVI數(shù)據(jù)做電腦統(tǒng)計，標(biāo)明各種等級顏色的包數(shù)，不同長度、馬克隆值、強度的包數(shù)，從而形成組批的RECAP綠卡棉花。但從口岸報檢資料提供的HVI報告和現(xiàn)場檢驗發(fā)現(xiàn)：到貨的RECAP棉花批次，色澤特征（GRADE）：21，22，23，…，51，52，53；雜質(zhì)（LF）：2，3，…，8；長度（LENGTH）：34，…，38；馬克隆值（MIC）：2.5～2.6，2.7～2.9，3.0～3.2，…，3.5～4.9，5.0～5.2，5.3～6.0；斷裂強度（GPT）：25.5，26.4，27，…，30.5，and above；包與包間品質(zhì)離散系數(shù)偏大，且所有RECAP棉提供的是一份平均數(shù)據(jù)報告。由于RECAP棉概念在市場上出現(xiàn)時間不長，提供的數(shù)據(jù)又是平均數(shù)據(jù)；加之報盤價格比較低，有一定的市場誘惑力，迎合一些貿(mào)易、生產(chǎn)企業(yè)采取40%關(guān)稅配額通關(guān)和尋找價格較低的行為，但隱藏著一定的風(fēng)險和缺乏相關(guān)的法律法規(guī)支撐。
分析評估
1.進口貿(mào)易企業(yè)及紡織企業(yè)：企業(yè)采購RECAP棉，貨物到達目的地或工廠后，一般貿(mào)易人員即使檢驗檢測人員一是對RECAP棉表述不明白，如何掌握不清楚，抽樣無依據(jù)，更談不上驗收；二是面對這樣的棉花，紡織企業(yè)在工藝按批配棉上遇到新的挑戰(zhàn)，一時難以適用；三是與企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量，做好做強自我品牌和高端產(chǎn)品，以質(zhì)取勝、以質(zhì)占領(lǐng)國際國內(nèi)紡織市場極不適應(yīng)。
2.檢驗檢疫部門：針對目前企業(yè)簽訂采購的RECAP棉，依據(jù)國檢局現(xiàn)行進出口棉花檢驗檢疫操作規(guī)程，檢驗檢疫部門不具備對到貨的RECAP棉進行包包檢驗檢測的能力?，F(xiàn)行進出口棉花檢驗檢疫操作規(guī)程對到貨棉花規(guī)定扦樣數(shù)按整批數(shù)量的10%扦取，針對RECAP棉現(xiàn)場無法保證抽樣均等有代表性，況且進口包裝（進口包裝規(guī)定國家尚未制定）在運輸過程中常見標(biāo)牌掉落或不清楚，如采用分等分級分項目進行逐包扦樣，耗費大量的人力物力，用HVI檢測鑒定工作量之大、現(xiàn)實操作之難可想而知。
3.質(zhì)量對外索賠：RECAP棉包含各項檢測指標(biāo)，國檢局無法依據(jù)合同檢驗檢測，檢驗證書也就無法提供。即使依據(jù)供應(yīng)商提供的HVI數(shù)據(jù)（有時還不能提供每包的詳細數(shù)據(jù)）進行檢測，如何逐包對比？目前中紡條款或中棉協(xié)條款也無相關(guān)規(guī)定，最終導(dǎo)致檢驗檢疫部門對外檢驗證書無力、索賠無果，質(zhì)量糾紛難以處理。進口貿(mào)易企業(yè)或紡織企業(yè)只能經(jīng)濟損失自負，真是啞巴吃黃連有苦說不出。
4.質(zhì)量風(fēng)險與誠信評估：隨著國際國內(nèi)棉花市場的波動性和存在一定的價差，加之棉花金融屬性的體現(xiàn)以及我國進口棉花配額管理規(guī)定，今后用RECAP棉貿(mào)易方式進口棉花的數(shù)量會不斷增加，一旦RECAP棉無標(biāo)準(zhǔn)、無規(guī)范，勢必帶來一系列的相關(guān)管理和技術(shù)層面的問題，如不能盡快解決好這一棉業(yè)新課題，將會被不良棉商乘機而為，也會給目前較為健康的棉花市場帶來隱患，必將給我國紡織行業(yè)帶來不可估量的影響，從而大大削弱我國紡織服裝行業(yè)在國際市場上的質(zhì)量核心競爭力，不利于我國紡織服裝行業(yè)的健康發(fā)展。
建議
政策決斷是艱難而復(fù)雜的過程，新興事物不斷出現(xiàn)，我們必須徹底更新觀念，消除過去形成的心理定式和慣性思維，轉(zhuǎn)換到多維和深遠的角度看待RECAP棉花貿(mào)易方式的出現(xiàn)。
1.國家管理層面必須加強制約和規(guī)定。按照我國現(xiàn)行棉花標(biāo)準(zhǔn)的相關(guān)規(guī)定，像RECAP棉在國內(nèi)市場上是不允許銷售的，更是無法進入期貨交割和電子撮合的。我國目前存在棉花庫存壓力巨大，棉花產(chǎn)能過剩的危機，今年國家又不收儲，棉農(nóng)將面臨賣棉難的困境，如果還要大量進口棉花，無疑會使矛盾更加激化。采取歐盟、美國、日本等國家和地區(qū)針對我國實施的貿(mào)易壁壘的措施，能否從國內(nèi)國際棉花市場考慮，貼近棉花企業(yè)和紡織企業(yè)需求，預(yù)防RECAP棉對國內(nèi)棉花市場沖擊，針對性地在今后棉花貿(mào)易活動中，嚴格限制RECAP棉花進口量。
2.遵循棉花貿(mào)易規(guī)則，主動作為注重引導(dǎo)。從規(guī)范進口棉花秩序和加強進口棉商信用等級評估，遵循WTO國民待遇原則，考慮在允許RECAP棉貿(mào)易方式存在的前提下，一是鼓勵進口貿(mào)易企業(yè)對到貨后的RECAP棉的按照外商提供的HVI原始數(shù)據(jù)進行分類堆放、按品質(zhì)指標(biāo)重新組批后銷售市場；二是指導(dǎo)紡織企業(yè)適度適量選擇質(zhì)量數(shù)據(jù)相對集中（質(zhì)量指標(biāo)的離散系數(shù)要?。┑腞ECAP棉，適紡一些市場要求不高的產(chǎn)品。
3.加強對RECAP棉知識的宣傳與普及。隨著信息時代的不斷深入和加快，棉花供應(yīng)鏈新的貿(mào)易方式和手段的不斷引進與增多，新的貿(mào)易企業(yè)不斷加入棉花行業(yè)以及大量的信息數(shù)據(jù)涌現(xiàn)，相關(guān)培訓(xùn)顯得尤為必要與迫切。相關(guān)管理部門要通過各種方式和渠道來介紹RECAP棉所包含的含義、技術(shù)指標(biāo)、質(zhì)量數(shù)據(jù)以及對應(yīng)的適紡范圍，并在貿(mào)易合同中規(guī)定相關(guān)的理賠方案，維護企業(yè)經(jīng)濟利益不受損失。
4.加強進口RECAP棉的審核工作。從進口源頭把好RECAP棉的到貨質(zhì)量，每批到貨的RECAP棉在通關(guān)申報放行時，必須提供由美國農(nóng)業(yè)部出具的FORM R表格。無法提供每包HVI數(shù)據(jù)的，進口貿(mào)易企業(yè)或紡織企業(yè)有權(quán)拒收，以防止個別外商弄虛作假，坑害國內(nèi)企業(yè)經(jīng)濟利益。
為加強跨境資金流動的管理，有效監(jiān)控企業(yè)短期外債，配合出口收結(jié)匯聯(lián)網(wǎng)核查，國家外匯局于2008年7月2日了《關(guān)于實行企業(yè)貨物貿(mào)易項下外債登記管理有關(guān)問題的通知》，明確對企業(yè)出口預(yù)收貨款和進口延期付款實行登記管理，要求企業(yè)從2008年7月14日起，出口預(yù)收貨款不分時間長短和金額大小，都要進行預(yù)收貨款網(wǎng)上登記，登記后，在額度范圍內(nèi)可在銀行辦理結(jié)匯或劃轉(zhuǎn)手續(xù)。2009年6月，外匯局將預(yù)收貨款和延期付款基礎(chǔ)比例調(diào)整為30%，允許分局按照企業(yè)經(jīng)營需要核定收付匯比例，允許分局為新成立及其他無收付匯數(shù)據(jù)企業(yè)核定年度收付匯數(shù)據(jù)。對于貿(mào)易信貸資產(chǎn)，2008年10月30日，外匯局出臺了《國家外匯管理局關(guān)于對企業(yè)貨物貿(mào)易項下對外債權(quán)實行登記管理有關(guān)問題的通知》，明確將企業(yè)貨物貿(mào)易項下進口預(yù)付貨款納入管理。要求企業(yè)從2008年11月15日起，企業(yè)的進口預(yù)付貨款，原則上不得超過企業(yè)前12個月進口付匯額的10%。匯綜發(fā)[2009]108號文件又將預(yù)付貨款基礎(chǔ)比例調(diào)整為30%，且企業(yè)5萬美元以下的出口預(yù)收貨款、進口延期付款和預(yù)付貨款登記后，不納入比例限制。
二、現(xiàn)行貿(mào)易信貸管理中存在的問題
（一）貿(mào)易信貸監(jiān)管難度較大。目前我國對貿(mào)易信貸的管理主要集中在對預(yù)收貨款、預(yù)付貨款和延期付匯上。監(jiān)管難度主要表現(xiàn)：一是真實性審核難度大。一方面，由于貿(mào)易隱蔽性高，流動性強，隨著我國貨物貿(mào)易的迅速發(fā)展，在一筆收付匯業(yè)務(wù)中，既有正常貿(mào)易收付匯，又有貿(mào)易信貸收付匯，不排除將貿(mào)易信貸項下的資金往來夾雜進一般貿(mào)易項下跨境流出入。另一方面，企業(yè)登記的貿(mào)易信貸信息的真?zhèn)坞y辯，額度內(nèi)企業(yè)可在銀行自行結(jié)售匯；額度外到外匯局手工確認，而外匯局審核的企業(yè)出口合同、收匯憑證、登記信息等，都屬于表面真實性審核的范圍，而對貿(mào)易雙方是否簽訂虛假合同、是否存在無貿(mào)易實質(zhì)的收匯等信息的審核和監(jiān)管則屬空白，無法從根本上防止無真實貿(mào)易背景套利資金的混入。
（二）貿(mào)易信貸監(jiān)管政策法規(guī)有待進一步完善。一是政策設(shè)計的局限性。貿(mào)易信貸監(jiān)管政策法規(guī)部分內(nèi)容與現(xiàn)行的實際操作管理不銜接，存在管理偏松、有效約束手段不足等問題，對政策的貫徹實施和管理效果會產(chǎn)生一定的影響，從而形成了監(jiān)管方面的難點。二是政策監(jiān)督乏力。相當(dāng)?shù)钠髽I(yè)和銀行對政策理解認識上存在誤區(qū)和偏差；貿(mào)易信貸業(yè)務(wù)流程和操作時間冗長復(fù)雜，既不利于促進投資貿(mào)易便利化，又不利于貿(mào)易信貸監(jiān)管工作的開展；三是政策執(zhí)行的隨意性。受利益驅(qū)使和逃避監(jiān)管的雙重作用，銀行和貿(mào)易信貸企業(yè)在執(zhí)行政策上存在很大的隨意性。如企業(yè)預(yù)收貨款額度不足時，銀行為其一般貿(mào)易項下進行核查結(jié)匯，導(dǎo)致企業(yè)既逃避了貿(mào)易信貸登記，造成貿(mào)易信貸數(shù)據(jù)失真，更為嚴重的是當(dāng)企業(yè)一旦發(fā)生中斷出口時，其此前的出口收匯因無額度而無法結(jié)匯。
（三）貿(mào)易信貸監(jiān)管系統(tǒng)有待進一步升級。一是數(shù)據(jù)處理的時滯性。目前貿(mào)易信貸登記系統(tǒng)采取的當(dāng)日登記的預(yù)收、預(yù)付、延收、延付四個模塊的數(shù)據(jù),系統(tǒng)當(dāng)晚23點予以確認,于次日能查詢到額度后,企業(yè)方可結(jié)售匯或劃轉(zhuǎn)。額度外的還需人工確認,業(yè)務(wù)處理時間更長。數(shù)據(jù)處理的時滯性,加大了企業(yè)的財務(wù)成本和匯率風(fēng)險。二是信息共享的片面性。貿(mào)易信貸信息管理系統(tǒng)與帳戶信息管理系統(tǒng)、金宏系統(tǒng)、出口收匯核報系統(tǒng)、進口付匯監(jiān)管等系統(tǒng)共享性差，導(dǎo)致企業(yè)在貿(mào)易信貸系統(tǒng)登記國際收支申報號、信貸進出口報關(guān)單號等信息時,其關(guān)聯(lián)性、真實性、準(zhǔn)確性不能得到有效核查，弱化了貿(mào)易信貸監(jiān)管效力。另一方面，貿(mào)易信貸登記系統(tǒng)中采集的企業(yè)前12個月的收付匯數(shù)據(jù)和出口收匯核報系統(tǒng)、進口付匯監(jiān)管系統(tǒng)以及金宏系統(tǒng)中采集的數(shù)據(jù)各不相同，系統(tǒng)給出的企業(yè)控制額度和企業(yè)根據(jù)自身前12個月進出口報送數(shù)據(jù)計算出的額度差異很大，給交易真實性審核帶來一定難度。三是系統(tǒng)功能的缺失性。目前的貿(mào)易信貸登記系統(tǒng)以業(yè)務(wù)審批、簡單查詢、單一統(tǒng)計統(tǒng)功等功能為主，缺少綜合查詢、指標(biāo)預(yù)警、監(jiān)管分析等功能。目前，全國大部分都采用的是福建或江蘇分局開發(fā)的“貿(mào)易信貸數(shù)據(jù)綜合利用系統(tǒng)”，但不同地區(qū)外匯管理部門根據(jù)各自對貿(mào)易信貸管理的理解，有的系統(tǒng)以主體監(jiān)管為主，有的系統(tǒng)以非現(xiàn)場監(jiān)管為主，且這些系統(tǒng)都在貿(mào)易信貸管理系統(tǒng)體外存在，增加了監(jiān)管難度。
三、完善貿(mào)易信貸管理的政策建議
（一）源頭治理，降低高風(fēng)險貿(mào)易信貸管理難度。深化利率市場化改革，降低本外幣利差套利空間；控制人民幣升值的步伐，降低套匯的空間；穩(wěn)步推進人民幣國際化，鎖定進口成本和出口收益，降低企業(yè)使用出口提前收款、進口延期付款的方式來規(guī)避匯率風(fēng)險的需求，從源頭防范投機資金跨境流出入風(fēng)險。
