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一、纺织服装进出口贸易规模在整固
(一) 纺织服装出口率先“回暖”
世界金融危机重创世界经济,2008年11月至2009年2月世界贸易跌入“谷底”,从表1可知,我国的货物进出口贸易与世界大多数国家一样严重“超跌”,2009年1-2月份间我国货物贸易进出口、出口、进口的最大跌幅分别为-29.1%、-25.7%、-43.1%个百分点,随后的3-8月份间在底部低徘徊,9月以后开始回升,同比降幅收窄,全年进出口、出口、进口同比分别下降了13.9%、16.0%和11.2%个百分点,结果好于预期,为中国GDP增长8.7%、为世界经济复苏做出了较大的贡献。我们从分月统计中发现,在世界贸易极为困难的2009年元月份,我国纺织服装进口随市场下跌了36.5个百分点,而出口却逆势飞扬,同比只下降了0.7个百分点,给“冰冷”的市场带来了一丝“春意”,让世人看到了复苏的希望。虽然,随后4-8月份我国纺织服装进出口同比指标“二次探底”又回跌到两位数,但到12月份出口、进口、进出口同比增长全部“翻红”。全年纺织服装出口、进出、进出口较之2008年分别下降了9.9%、9.8%和9.3%,但却比全国货物贸易全年出口、进出、进出口同比负增长分别减少了6.2%、1.9%和4.1%个百分点,全年纺织服装出口额达到1670.6亿美元,出口贸易依存程度达到3.4%,也就是说2009年的GDP的3.4%是通过纺织服装出口实现的。
(二)纺织服装呈现“高出低进”态势
纺织服装是我国重要的工业,也是我国对外开放最早、最多利用外资的产业,通过引进技术,我国纺织服装工业的比较优势凸显,并通过转变对外贸易增长方式,国际竞争优势越来越明显。从表1可知,2009年我国纺织服装进出口贸易总额是1838.9亿美元,占全国货物贸易比重为8.3%,其中出口高达1670.7亿美元,占全国货物出口贸易的13.9%;进口仅为168.2亿美元,占全国货物进口贸易比重的1.7%;贸易顺差为1502.5亿美元,虽然比2008年1666.8亿美元下降了164.3亿美元,但约占全国2009年贸易顺差1960.6亿美元的76.6%,这也就是说仅占8.3%的纺织服装贸易却创造了接近4/5的贸易顺差价值。我国纺织服装呈现“高出低进”态势是由于产业的国际竞争力所决定的。在世界上通常用某一产业的贸易差额与某一产业的进出口贸易额的比率所表示的国际竞争力指数,也叫TC指数,若指数为负值,表明该类商品为净进口,不具备国际竞争力;若指数为正值,表明该类商品为净出口,具有较强的国际竞争力。经过计算,我国2009年纺织服装TC指数为0.82,昭示我国的纺织服装在国际市场上继续保持极强的国际竞争力,进一步确立我国世界上最大的纺织服装生产大国和出口国的地位。
二、纺织品服装出口贸易方式在改善
(一)一般贸易快速发展
我国的纺织服装出口由来已久,但快速发展则得益于对外开放政策,我国抓住了20世纪80、90年代世界产业结构调整的机遇,“大进大出”、“两头在外”,通过“三来一补”,积极利用分工参与国际市场交换,大力发展加工贸易,我国纺织服装出口贸易进入蓬勃发展、全面提速的时代。 1994年出口贸易额达到342.2亿美元成为世界上最大的纺织品出口国;2008年出口达到1852.2亿美元,是1994年的5.4倍,创下我国纺织服装出口新高。但其间我国纺织服装在国际市场频频遭遇反倾销、反补贴和技术壁垒、绿色壁垒之后,SA8000社会责任的困扰,成为贸易保护主义贸易的重灾区。因此,我国纺织品服装贸易亟待转变贸易增长方式,大力发展一般贸易。从上表可以看出两点:一是纺织服装进出口一般贸易率的同比增长,进口10.34%、出口-5.83%、进出口贸易-5.43%,明显好于我国货物贸易的一般贸易率,2009年我国货物贸易一般贸易率进口、出口、进出口同比增长分别是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年纺织服装出口、进口、进出口总额中的一般贸易的比重分别是72%、24%、68%,分别比2008年提高了3%、4%和4%。这说明我国转变贸易增长方式从扩大一般贸易开始突围并取得了较好的成效。
(二)加工贸易降幅较大
2006年9月14日财政部、国家发展改革委员会、商务部、海关总署、国家税务总局等五部委联合《关于调整部分商品出口退税率和增补加工贸易禁止类商品目录的通知》,意在扼制加工贸易过快增长。从表3可以看出三点:一是我国2009年加工贸易的纺织服装进出口、出口、进口的较之2008年有两位数的降幅,降幅大于全年纺织服装贸易和纺织服装一般贸易的降幅,说明我国纺织服装贸易应对金融危机调整了增长方式。二是2008年纺织服装加工贸易的进出口、出口同比是正增长,而2009年进料加工进出口、出口同比下降了12.2%,来料加工进出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;说明我国调整纺织服装加工贸易的力度在加大。三是来料加工和进料加工同属加工贸易,我国纺织服装来料加工进出口、出口、进口的同比降幅大于自营业务的进料加工分别是7.03、7.51和6.92个百分点,彰显我国调整贸易方式是有序的。
三、纺织服装出口的产品结构在优化
(一)纺织服装出口的增速放缓
我国要优化纺织服装出口产品结构,需要适当减少纺织品出口、增加服装出口的比重,适当减少OEM服装出口,增加OBM服装、高附加值服装出口的比重。从表4可知,一是2009年我国纺织服装出口总额是16707178.8万美元,其中纺织品出口5999223.7万美元,约占36%,服装出口总额是10707955.1万美元,约占64%,纺织与服装的比值为3.6:6.4,出口产品结构与2008年持平,没有明显的改善。二是2009年就纺织品大类而言,纱线出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服装大类而言,针织服装下降幅度最大,其他服装下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服装保持了11.22%的正增长。这种走势基本符合国家的纺织服装调整与振兴政策。三是就服装分类产品而言,针织服装中丝织针织服装降幅最大,出口数量同比下降41.7%,出口金额下降34.7%;针织服装中化纤针织服装降幅最小,出口数量同比下降5.52%,出口金额同比微升0.07%。梭织服装中丝制梭织服装降幅最大,出口数量和出口金额同比分别下降20.96%和20.83%;棉制梭织服装降幅最小,出口数量和出口金额同比分别下降6.85%和6.21%。毛皮革服装中皮革服装出口数量和出口金额同比分别下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服装逆市强劲上升,出口数量和出口金额同比分别上升15.53%和138.93%。
(二)纺织服装出口的均价偏低
我国纺织服装出口不仅要率先恢复贸易增长,还要努力实现由数量增长向质量效益增长的转型。2009我国纺织服装出口的价量关系忧喜参半。一是从表4可知,纱线出口平均价格下跌4.93%,其中棉纱线平均每公斤的价格3.38美元,同比下跌6.25%;丝线平均每公斤的价格21.92美元,同比下跌12.31%;化学纤维纱线平均每公斤的价格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、动物毛纱线平均每公斤的价格20.39美元,同比微涨0.69%。面料也是量价齐跌,其中棉布平均每米价格1.18美元,同比下跌8.45%;丝机织物平均每米价格2.92美元,同比下跌9.42%;化纤织物平均每米价格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛动物毛机织物平均每米价格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、无纺织物等纺织制成品的价格也有不同程度的下降。二是服装出口与纺织品不同,大体上呈现量减价升态势。针织服装价格平均同比增长2.3%,其中增幅最大的是丝制针织服装,平均每件套价格是10.87美元,同比增加11.85%;化纤针织服装每件套平均价格增加5.78%、棉制针织服装微涨0.35%、但毛制针织服装却下降了7.13%,梭织服装平均价格增长1.69%。毛皮革服装价格忧喜参半,每件套平均出口成交价格是65.74美元,同比增长28.13%,其中毛皮服装、皮革服装价格分别是267.18、41.52美元,同比增长分别是106.81%和-6.65%。由此看来,我国是服装生产大国、出口大国,由于缺乏自主品牌、出口成交价格虽然出现了微升的良好态势,但总体上还是“为他人作嫁衣裳”。
四、纺织服装的出口市场在扩大
(一) 纺织服装出口的洲际市场
市场有人口、购买力和购买愿望三大要素,从理论角度考量,亚洲、欧洲和北美是我国纺织服装的主要出口市场。从表5可知:一是纺织服装出口前10大市场中,亚洲4席、欧洲5席、北美洲1席,说明2009年我国纺织服装的主要出口市场仍集中在亚洲、欧洲和北美洲。2009年我国纺织服装向亚洲、欧洲和北美洲三大市场的出口高达全部纺织服装出口的88.5%。其中向亚洲出口7484667万美元、向欧洲出口4284566万美元、向北美洲出口2961256万美元,分别占我国同类产品出口的比重为40.1%、23.3%和16.1%。我国纺织服装出口市场是多元化的,除上述三大市场外,依次是非洲、拉丁美洲和大洋洲。二是在亚洲市场中我国与东南亚和中东地区的纺织服装贸易继续保持活跃。2009年向东南亚纺织服装的出口、纺织出口、服装出口同比增长-2.5%、2.3%和-11.3%,而相应的进口分别同比增长10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中东地区纺织服装的出口、纺织出口、服装出口同比增长-1.1%、-4.5%和1.8%;进口分别同比增长24.5%、19.8%和28.7%。三是欧洲市场主体是欧盟,根据入盟之先后,大体上可以把欧盟区分为欧盟15国和东扩12国。在2009年纺织服装贸易统计中发现,我国对欧盟27国的出口同比下降7.2%,欧盟15国只下降了6.7%,而东扩12国则下降了13.9%。其中纺织产品出口欧盟15国同比下降10.7%,而东扩12国则下降了19%;服装产品出口欧盟15国同比下降5.6%,而东扩12国则下降了11.2%。
贸易伪报下的资本外逃是一种隐蔽的非法行为，其规模难以直接测算。由于贸易伪报下的资本外逃是造成中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的重要原因，因此可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值入手，通过分析主要的可观测因素，进而间接测算出贸易伪报下资本外逃的规模。
(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)。
三、测算结果及其说明
2.吉林大学经济学院吉林长春130012
作者简介：冯晓玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大学经济学院博士研究生，大连海事大学经济与管理学院教师，主要研究方向为中关经贸关系：
赵放(1961-)，北京人，吉林大学经济学院博士、教授、博士生导师，主要研究方向为世界经济、日本经济。摘要：有关中关两国贸易数据的统计差异历来存在着很多争议，其中香港的作用被广泛提及。文章将中国途经香港到美国的商品分为“再出口”和“转运”两大类，以东、西行贸易的“镜像数据”为基础.将其分为五种贸易流向进行了分析比较，得出了香港在中国对美出口中的中介地位仍然不容忽视，从中国途经香港出口到美国的商品统计有一部分实际上是再出口，而不是转运的结论。
关键词：香港；再出口；转运；镜像数据；统计差异
中图分类号：F207
文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美两国的贸易数据统计差异之大有目共睹，对于两国报告的贸易数据彼此存在差异的原因，其中有关香港的作用，国内外很多学者进行了探讨，并给出了一些结论：Fung and Lau(1998,2003)认为，中美两国统计的双边贸易差额数据都是不准确的，两国贸易统计差异归因于中美对经由香港转口、转口毛利和服务贸易的不同处理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)认为，中美在编纂双边数据上存在着较大的差异，包括不同的计价基础和运输时滞，特别是中国经由香港的转口贸易，以及确认和正确的计价这些贸易流量的实际困难；Jialin Zhang(2000)认为，中美贸易失衡的主要问题在于美国使用原产地规则把经由香港转口到美国的中国产品统计为美国自华进口，但是并不把经由香港转口到中国的美国产品统计为美国对华出口，因而放大了美中贸易逆差；USCBC(2004)认为，美国的统计方法夸大了美中贸易逆差，因为美国按照f.a.s(装运港船边交货)计价，进口按照c.i.f(成本加保险加运费)计价，并且美国把经由香港转口到美国的中国商品都统计为美国自华进口，尽管香港的附加值高达25％。沈国兵(2005)将以上观点进行了综合，得出香港转口贸易和转口毛利是直接造成中美贸易数据失真和扭曲的原因之一的结论。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“镜像数据”的分析方法，将途经香港的货物分为“再出口”和“转运”两大类，探讨其与中美贸易顺差的关系。
一、再出口与转运
在实际业务当中，再出口(re-export)和转运(transshipment)经常被混淆，前者是指当进口的商品以某一香港买家为收货人，该买家随即拥有对该进口品的法定所有权，并且可能在再出口之前时商品进行一些不从根本上改变商品特性的加工；而后者指的是在同一联运提单下的货物，由香港外某地运至香港，而目的地为另一地时，在香港水域内的同一艘船上装运或者由一艘船转运至另一艘船上。转运同为再出口而将货物进口至香港是不同的，它属于“过境中的商品”，通常并不通过香港海关的估价程序。
附表1和附表2提供了香港、中国、美国三者之间的贸易数据。附表1是中国和香港海关提供的双边贸易数据。附表2是由中国和香港海关提供的与美国进行贸易的有关数据。香港调查统计局将一国运往另一国的货物分为四类，即进口、出口(包括本地出口和再出口)、向中国国内转运、向中国以外的国家转运。附表l中的A部分比较了香港和中国报告的贸易数据和香港的“在主要国家(国境)和装运港上卸下的港口货物”的数据问的区别，它表明中国报告的通过香港的出口(但是香港不一定是最终目的地)和香港报告的来自中国的进口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港对美国的出口数据和作为美国总货物中的一部分的香港为中国转运至美国的数据中找到(见附表2的A部分)。附表I中的B部分比较了中国和香港报告的贸易数据和香港“在主要国家(国境)和装运港上装运的港口货物”的数据间的区别。它表明中国报告的通过香港的进口(但香港不一定为原产地)和香港报告的向中国的出口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港自美进口和作为来自美国进口的总船货中的一部分的香港为美国向中国转运的数据中找到(见附表2中B部分)。
由此可见，香港在中美贸易中的中介地位仍然是举足轻重的。而在中国海关数据中，很有可能出现途经香港的出口中，一部分是通过香港再出口而另一部分是通过其转运的情况。然而，这种情况很难通过经验来确定，因为在香港的贸易和货物数据中再出口是以美元来衡量，而转运则是以公吨来计算，因此很难直接地比较两者。要想明确中国通过香港的再出口与转运及其同中国报告的直接出口和进口的关系，一个恰当的途径就是海关要完全理解双方在贸易数据上的显著分别，所以在这里引入“镜像数据”做进一步的探讨。
二、镜像数据与东、西行贸易
理论上说，一国对其贸易国的出口数据应与其贸易国相应的进口数据相匹配，二者称为“镜像数据”。本文使用以“东行贸易”和“西行贸易”为基础编辑的镜像数据来估算中国、香港、美国三者之间贸易数据的差异。在编辑镜像数据时，一面用中国、香港所报告的数据，另一面则用美国报告的数据。镜像数据的一对恰当的匹配指的是通过该途径报告的贸易数据是可以互相印证的，然而很多原因导致了数据差异的存在。
(一)“镜像数据”的引入按照联合国指导方针，美国是按原产国来记录进口数据的。美国所报告的来自中国的进口包括直接从中国的进口和通过香港及其他国家间接从中国的进口。而美国报告的来自香港的进口仅仅包括原产地为香港的进口。所以，在东行贸易(中国一美国的出口)中，镜像数据中的出口一面应当是中国报告的出口到美国的数据、香港本地出口数据和香港报告的中国再出口到美国的数据之和，而进口一面的数据应当等于美国报告的来自香港和中国的总进口值之和。
类似的，在西行贸易(美国一中国的出口)中，镜像数据中的出口一面应该等于美国报告的输到中国的出口加上美国报告的输到香港的总出口值之和，而进口一面应等于经过离岸价／到岸价调整后的中国和香港报告的来自美国的进口值减去美国途经香港再到中国的再出口值，这是因为美国通过香港间接对中国的出口将在中国和香港报告的进口中被计算两次：一次是在货物进入香港海关时，紧接着当再出口到中国时又会被中国海关计算一次。这就意味着中国和香港均是根据联合国的指导方针，按照货物的原产国来记录数据的，这一点和美国做法相似。这样做的好处在于通过避免调整香港再出口的标高价格，简化了实际数据差异的估算，即通过这
种方法计算的数据差异的实际大小将免去由于估算香港再出口的标高价而产生误差的难题，因此从统计上更加令人满意。报告的贸易数据的镜像联系见图1和图2。
(二)东行贸易附表3列出了中国和香港对美国出口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年问的统计差异的估计。它以美国官方报告的自中国和香港的进口开始，以中国和香港官方报告的同时期出口数据结束(该数据包括香港报告的对原产地为中国的商品向美国的再出口)。从附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中国和香港报告的输至美国的出口量要高于美国报告的同时期从两地输入的进口量，到了1997年，两者才大致相等。从1997年开始，双方数据差异迅速增大，并在2004年达到最大差异点，相差19.53％。自1998年到2006年间，中国报告的输至美国的出口量和美国报告的来自中国的进口量问的差距超过2倍。第二，在过去10年来，香港作为中国对美国出口贸易的中介人的地位迅速下降，从曾经超过60％的比例到目前大约14％的比例，而在香港再出口至美国的产品中，原产地为中国的产品占到了超过90％，该比例一直保持稳定。第三，香港本地对美国的出口量一直下降，并且随着香港的经济越来越以服务业为导向，这一趋势可能还会持续下去。
(三)西行贸易附表4列出了中国和香港自美国进口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年间的统计差异的估计。它以美国官方报告的对中国和香港的出口开始，经过了fob／eif的价格调整，另加上香港报告的对原产地为美国的商品再出口至中国的数据，最后以中国和香港官方报告的同时期的进口数据结束。
与东行贸易中的数据不同的是，1995-2006年间西行贸易总的统计差异似乎没有明显的模式。仅在其中的1999年和2004年，中国和香港报告的来自美国的进口额稍稍超出美国所报告的对其出口额，在余下的10年中，在镜像数据的出口一面，统计差异比进口一面要大得多。这就意味着出于逃税和其他动机，中国对来自美国的进口低报价的情况更为平常。该数据的其他显著特征就是香港作为方便美国对华出口的地位逐渐下降。中国从美国进口的产品中，由香港再输出的比例已由1995年的超过30％下降到2005年的12.4％。同时，由美国参与的香港通过中国再出口至其他国家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。
在贸易的双流向中，同贸易合作者所报告的贸易数据问的估算有一些统计差异很容易被解释，比如同荷兰(由此最终出口到其他欧盟国家)、巴拿马(中国出口至此地的商品中有很大一部分是要最终输至美国的)的贸易，因为他们同样也是世界转口贸易的中心。但是中国和香港在同其他贸易者的贸易往来中由于存在着多种不同的原因，如走私、低报价等因素，因此需要对所搜集的数据问的整体差异进行进一步的分解，才可能找出导致统计差异逐渐扩大的主要原因。
三、通过贸易流的子部类来分解中美贸易间的统计差异
根据上文的以东西行贸易数据为基础的镜像数据显示出了中美两国与香港之间记录的贸易数据差异，要进一步研究差异的来源，有必要进行贸易流向的分解。
(一)对镜像数据进行的贸易子部类的分解在中国的出口数据中，中国海关要求贸易商说明启运国和消费国，其中前者是指在出口货物离开中国港口后下一个要到达的地点，它并不一定是货物的最终目的国，而后者是指消费该出口货物的最终目的国。以这一信息为基础，可以将中国对美国的出口细分为三类。
a.美国既是启运国又是消费国，这指的是中国直接对美国的出口；
h.香港是货物的启运地，但美国是消费国，这指的是出口货物要通过香港转运才能到达美国；
c.启运国是除香港外的第三国，消费国是美国。
如前所述，香港调查统计局将进口和再出口时两次不同的估价称作“香港调高价”，而在通过香港的转运中(通过香港港口的货物而没有通关)，只报告货物的重量值而并非价值，所以香港的转运数据仅以总量报告且以公吨为单位，对商品不进行分类。这就引发了一个问题：在中国海关数据中h类型贸易能否反映出通过香港的再出口或转运。最明确的解释就是h类数据能够反映出转运的有关数据，因为在大多数情况下，消费国与货物第一次通关的国家是同一个，所以在中国报告的数据中再出口数据会被记录为以香港作为消费地的出口，而不是对美国的出口。这类贸易就是传统上被归结为导致贸易统计差异的主要因素。因为货物通常被香港的中间商支配，所以中国的出口商可能事实上并不清楚货物的最终日的地。如果出口商知道货物的最终目的地是美国的话，而货物由于物流原因需要经过香港时，出口商很有可能会开立一张联运提单以避免在香港通关时产生的费用和麻烦。然而，这样理解并非总是可信的，如果一些中国出口商拒绝接受通过香港时的商品分类，那么有的再出口就要记录在b类统计中。
这样从中国和香港海关的数据中，就可以找出五种可能的贸易流，归纳如下：
C1.中国报告的对美国的直接出口；
C2.中国报告的通过香港对美国的出口；
c3.中国报告的通过第三国而非香港对美国的出口(C1-C3对应上文a-c)；
C4.香港报告的对美国的本地出口；
c5.香港报告的对原产地为中国的产品向美国的再出口。
正如前面讨论过的美国的官方贸易数据仅仅指出的是货物的原产地。但是，在美国商务部的详细记录的进口数据中，却含有货物是否在途中经过第三国到达美国的记录，这一进口数据覆盖了1995-2005年间美国从中国的所有进口数据。这里将这一数据作为美国报告的自香港进口的官方数据的一个补充，并将美国数据分为以下五类。
A1.从中国境内港口直接运至美国的货物；
A2.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是香港，货物在香港并未通关；
A3.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是在除香港外的第三国；
A4.美国对原产地为香港的货物的进口(来自官方公布的数据)；
A5.从中国输到美国的货物，在运输过程中在香港通关且最后一个启运港是香港，即通过香港的再出口。
如果采用对上述C2的最简单的理解，C1-C5同A1-A5之间依次存在着一一对应的关系，可以得出图3中列出的五种镜像关系。该图中有两个额外的盒子。右侧标有问号的盒子上标注了在香港货物数据中报告的通过香港转运的数据。正如前面所提到的那样，因为这些数据不标明商品的名称也不以价值来记录而是采用以公吨为单位记录，所以不能把它们用作分析中。左侧标有问号的盒子代表了原产于中国的产品通过第三国的对外再输出。如果将c3理解为仅仅包括转运而A3既包括转运又包括再出口的话，就会潜在的遗漏一部分数据(即通过第一
国而不是香港的再出口)，而它们正是此盒子中代表的数据。
(二)中、港、美三方贸易数据的差异在恰当地找出美中贸易中镜像数据的两方面后，就可以定义数据差异的两种衡量方法。第一种方法是在商品水平上衡量贸易双方的差异。
在这里M指的是贸易者r在第t年从s国进口商品i的贸易数据，E指的是s国在第t年报告的输到r方的商品i的出口值。这一指标总是用于衡量镜像贸易数据双方的差异。
第二个指标使用双方报告的数据总和作为标准，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)间变化。当双方报告的数据差别不大时，两种方法得出的数值就会十分接近。
在东行贸易中，E等于中国报告的对贸易国的出口值、香港报告的对贸易国的本地出口值及其为中国的再出口值的和，M等于贸易国报告的来自中国和香港的进[1值之和。在西行贸易中，E等于贸易国报告的对中国和香港的出口值之和，而M等于中国与香港报告的来自贸易国的进口值减去香港报告的到中国的再出口值。
根据(1)、(2)计算出的中、港、美三方贸易数据的差异见表1。
［关键词］反补贴;贸易限制效应;贸易转移效应;实证分析
［中图分类号］F742［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)03-0023-03
作者简介：孙铭，女，汉族，湖北武汉人，湖北大学商学院讲师，经济学博士生，研究方向：国际贸易政策。一、引言
反倾销、反补贴和保障措施历来是各国习惯采用的三种主要贸易救济措施。长期以来，反倾销作为一种贸易保护手段，得到了世贸组织的认可，成为维护“公平贸易”的最主要武器，是各国使用频率最高的贸易救济措施。但自从1995年WTO《补贴与反补贴措施协定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures简称《SCM协定》)生效以来，各国在国际贸易中提起反补贴调查并采取反补贴措施的情况越来越多。近年来，受国际金融危机的影响，国际贸易保护主义有重新抬头的迹象，世界各国间的贸易摩擦愈演愈烈，反补贴逐渐成为新的热点。
图1列出了1993—2009年间立案的国际反补贴案件数量变化。WTO成立之后，反补贴案件数有所下降。但自1996开始，反补贴案件数逐年上升，并于1999年到达顶峰，高达41起。其后反补贴案件数呈波动下降的趋势。然而，2005—2009年间，案件数又逐年上升。相对于世界上各国进行立案的反倾销案件而言，反补贴的案件虽然比较少，但是该救济措施究竟会产生什么样的贸易效应，以及程度有多大，仍然值得研究。
图11993—2009年国际反补贴案件数量的变化
资料来源：根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理。二、相关文献综述
国内外学者对反补贴问题的研究从未间断，但反补贴的贸易效应问题较少受到关注。从现有的国外研究来看，有一些学者对反补贴的实施效果进行了实证研究。Yu-Ter Wang(2005)等学者对反补贴的贸易限制效应持否定观点。与此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分别利用CGE(可计算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型认为反补贴是限制贸易的重要手段之一。国内研究方面，目前只有少数学者对反补贴的经济效应进行了初步的研究，如邹琪等(2006)的研究认为反补贴会给社会经济福利造成损失。鉴于反补贴具有和反倾销类似的歧视性，在对反补贴贸易效应进行研究时可以借鉴反倾销的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各国对墨西哥进行反倾销的面板数据为例，得出结论：对发展中国家征收反倾销税的申诉国不存在贸易转移效应，但存在贸易限制效应。Prusa(1999)利用美国1980—1994年对外反补贴数据，证明美国的反倾销措施从很大程度上扭曲了其贸易模式，导致进口额下降30%～50%。与此同时，Konings (2001)则发现，欧盟在1985—1990年间发起的反倾销并未产生贸易转移效应。冯宗宪、向洪金(2009)利用2002—2007年欧美国家对华纺织品案例的月度数据，考察了欧美对华反倾销的贸易破坏效应、贸易转移效应的存在和大小。
总体上看，由于统计数据的缺乏，国内外对于反补贴贸易效应的实证研究有很大空白。但从笔者搜集到的统计资料来看，1993—2009年间的国际反补贴案件累计已接近300件，这为目前的实证研究提供了充足的数据基础。与此同时，关于反倾销的经验研究在计量方法上有了很大发展，这为反补贴贸易效应的实证研究提供了一定的技术支持。本文将根据1993—2007年立案的反补贴案件数据，对反补贴贸易效应进行实证研究。
三、实证模型与数据说明
为了衡量反补贴的贸易效应，本文结合反补贴案件和6位HS编码产品的贸易数据，构建了一个包含时间序列和截面的面板数据集，以考察1993—2007年立案的反补贴的贸易效应。首先通过考察反补贴对被诉国进口贸易额的影响，来判断反补贴立案是否会产生贸易破坏效应。其次通过从被诉国进口比例的变化来考察反补贴是否会产生贸易转移效应。
本文的回归模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基础上构建，采用以下的半对数线性回归方程：
ln(Importijt)=αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)
其中，被解释变量ln(Importijt）表示i国在t期从j国对某产品的进口额。ln(Importijt-1）是被解释变量的滞后一期值，这是由于贸易的滞后值是会影响到当前的贸易。t规范为t=0表示反补贴立案的年份，因此，t= -1表示立案前一年，t=+1表示立案后一年，以此类推。虚拟变量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1)，肯定结案方式的影响，若反补贴立案后第一年为肯定结案，则取值为1，其他为0；同理，AFFijt+2在 t=+2时取值为1，其他为0；若立案后第一年为否定结案，则NEGijt+1在t=+1期其取值为1，其他为0；同理，NEGijt+2在t=+2时取值为1，其他为0。ηij度量的是各截面单元的个体差异，uijt为随机扰动项。根据经济学原理，在反补贴立案前，被诉国对申诉国进口的大幅增长会导致反补贴调查；反补贴措施会限制申诉国从被诉国的进口，即存在贸易限制效应；反补贴会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国，即存在贸易转移效应。因此，该模型中解释变量滞后项的预期符号为正数，虚拟变量AFFijt+1和AFFijt+2的预期符号为负数，NEGijt+1和NEGijt+2的预期符号可能为正，也可能为负。
由于该回归中包含被解释变量的滞后项，会导致内生性问题，若用标准的随机效应或者固定效应进行估计，必将导致参数估计的非一致性，进而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为了解决该问题，本文采用Arellano and Bond(1991)，Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(广义距)估计法。对方程(1)进行一阶差分之后，动态面板模型可以表示为：
孙铭:反补贴措施的贸易效应——基于动态面板数据模型的实证分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)
GMM估计法运用滞后期和差分作为工具变量所产生的估计和检验具有一致性和稳健性，进而基于估计和检验结论所产生的经济学意义将有力地揭示反补贴的贸易效应。
本文的研究对象为1993—2007年间立案的反补贴案件，这些案件是根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理出来的，包括11个进行反补贴立案的国家和地区(美国，欧盟，加拿大，墨西哥，澳大利亚，巴西，智利，阿根廷，委内瑞拉，哥斯达黎加和秘鲁)，涉及共40个国家和地区，累计188起案件。每个案件的数据包括立案前后2年的贸易数据，这些数据是从联合国Comtrade数据库搜集而来，涵盖了1991—2009年各国或地区从别国进口涉案产品(6位HS编码的细分产品)的数据。对于包含一个以上产品编码的案件，本文将所有产品编码下的进口额数据汇总，以得到每个案件的进口额数据。
四、实证结果及分析
(一)反补贴的贸易限制效应
用GMM估计法对动态面板模型进行估计的结果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系数为0.402，表明进口国在上年度进口的变化会导致本年度的进口同向变化，即上年度进口每增加1%，则本年度的进口会增加约0.402%。虚拟变量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系数估计值都为负，这表明，不管最后是以肯定还是否定方式结案，反补贴都会导致申诉国对该产品的进口减少，具有一定的贸易限制效应，这与预期效果是一致的，只是针对不同结案方式，减少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1）变量不同的是，这几个虚拟变量值必须转换成表1第三列的形式。结果表明，在肯定结案的反补贴案件中，申诉国从被诉国的进口在第一年下降了约30%，第二年下降了约44%。而否定结案的情况下，进口额的年均下降幅度均在10%以内，且在时序上呈逐步减少的趋势。
表1反补贴的贸易限制效应和贸易转移效应
贸易限制效应贸易转移效应解释变量(1)对应的被解释变量
变动的实际百分比解释变量(2)对应的被解释变量
变动的实际百分比ln(Importijt-1)0.4022***(11.985)ln Shareijt-10.345***(25.203)AFFijt+1-0.368***(-3.102)-30.79%AFFijt+1-0.343***(-3.944)-29.03%AFFijt+2-0.5893***(-4.361)-44.53%AFFijt+2-0.582***(-4.462)-44.12%NEGijt+1-0.1030**(-1.370)-9.79%NEGijt+1-0.103(-1.560)-9.82%NEGijt+2-0.0349(-0.440)-3.44%NEGijt+2-0.092(-1.376)-8.77%样本数937样本数937J统计量50.2660J统计量37.5852注：各变量回归系数后面的括号内为t值；*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。
(二)反补贴的贸易转移效应
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通过考察申诉国从非被诉国进口的变化来研究反倾销的贸易转移效应，但是，贸易额的相对值(即申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重)比绝对值更能揭示贸易转移效应。本文在研究反补贴的贸易转移效应时，将运用和Brenton(2001)提出的类似方法，将研究对象从非被诉国转向被诉国，通过考察申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重来确定反补贴的贸易转移效应。可构建类似的模型：
ln(Sharetijt)=αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)
其中，被解释变量ln(Shareijt)表示i国在t期从j国对某产品的进口额占从世界对该产品进口额的比重。同样的，运用GMM方法估计出的反补贴贸易转移效应如表1(2)所示。在回归结果中，各解释变量的系数估计值都较为显著，并且与预期的一致，这表明在肯定结案的反补贴案件中，申诉国从被诉国的进口在第一年下降了29.03%，第二年下降了约44.12%。而否定结案的情况下，进口额在第一年的下降幅度为9.82%，第二年为8.77%。显然，反补贴立案会导致被诉国的进口比重下降，该趋势在第二年有所增强，贸易转移效应显著。
五、结论与启示
无论是衡量被诉国的进口额还是比重，肯定结案和否定结案均导致申诉国从被诉国的进口在其后两年有所下降，其中肯定结案后的第二年下降的幅度更大，表明反补贴具有较大的贸易限制和贸易转移效应。
上述结论也引发了相关思考。第一，随着中国在世界经济和贸易中的地位逐渐上升，在发展成为新兴的工业和贸易大国的同时，中国也理所当然地成为了遭受国外反补贴申诉的主要目标国。虽然相较于反倾销而言，外国对中国反补贴的运用开始得比较晚，但从2004年遭到国外第一例反补贴立案开始，至2009年底，累计已达到了37起，其中，已有19起案件被实施了反补贴措施。2004年，世界对中国反补贴案件占其对外反补贴案件总数的比重不到50%。但自2007年开始，该比重有所提高。2008年和2009年，超过一半的对外反补贴是针对中国展开的，国际对华反补贴形势日趋严峻。因此，我国应该积极行动起来，通过出口市场多元化等途径降低反补贴的贸易限制效应。第二，要关注反补贴的贸易转移效应，该效应将有可能削弱我国进口竞争性产业的发展。如何在不违反WTO规则的前提下，适度保护我国进口竞争性产业，捍卫本国利益，将是今后研究的主题。第三，反补贴措施的贸易效应，还可以分行业或引入税率等变量进行衡量做进一步研究。
［参考文献］
［1］冯宗宪，向洪金．欧美对华反倾销措施的贸易效应：理论与经验研究［J］．世界经济，2010(3):31-55．
［2］邹琪等．反补贴与中国产业安全［M］．上海：上海财经大学出版社，2006．
［3］Brenton．P．．Anti-dumping Policies in the EU and Trade Diversion［J］．European Journal of Political Economy，2001(17): 593-607．
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［6］Prusa．T．J．．On the Spread and Impact of Antidumping［Z］．NBER Working Paper No．7404，1999.
模型建立
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
为检验汇率波动的幅度对上海市进口额、出口额占进出口总额的比例是否存在直接影响，下文运用统计学基本原理，对进口额、出口额和进出口总额进行处理。随着2005年的汇率改革，人民币逐年升值，同时，由于J效应理论的时滞问题，汇率的变动对进出口贸易的影响从2008年开始逐步显现，由上表数据分析得到，随着人民币汇率上升，上海市进口贸易占进出口总额比重也逐年增大。(1)人民币汇率变动与上海市进口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市进口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市进口贸易额占进出口总额的比例从2008年47.429%到2011年的52.014%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在正相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图1)和函数如下:函数方程式为:E=3.7762G－0.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为3.7762，常数项为－0.0532，函数呈现正相关，所以人民币升值幅度与上海市进口贸易额占进出口总额比例成正比关系。(2)人民币汇率变动与上海市出口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市出口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市出口贸易额占进出口总额的比例从2008年52.571%到2011年的47.959%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在负相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图2)和函数如下:函数方程式为:E=－3.7762G+1.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为－3.7762，常数项为1.0532，函数呈负相关，所以人民币升值幅度与上海市出口额占进出口总额比例成负比关系。
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（Coeetal.,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（CoeandHelpman,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（AugmentDickey-Fuller）检验。
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。
2.3Granger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：
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
近年来，中国对外贸易顺差的不断扩大给中国带来了政治上和经济上的诸多问题，也引起了国内外学者的广泛关注。研究表明，中国在国际分工中所处的地位是中国对外贸易失衡的主要原因，即中国在国际生产网络中扮演着加工装配地的角色，有大量的进口中间品经过加工组装后出口到海外，导致了中国对外出口的大量增加。HenrykKierzkowski和LurongChen(2007)指出，如今零部件贸易比最终品贸易更为频繁，碎片化生产和外包已经成为常态。
田文（2005）认为，目前由于新兴工业化国家与发展中国家不断加入到国际分工中来,产品内贸易不但在量上成为国际贸易显着增长的原因,而且成为国际贸易流向与格局变化的重要力量,成为发展中国家实现工业化与产业结构升级的新途径。崔玮（2009）根据联合国BEC行业分类标准对中国中间品的进口规模进行了估算，认为我国进口商品主要为中间投入品，占总进口的比例达到了60%左右，中国已积极加入到国际产品内分工中。Sven.W.Arndt(2007)强调，现在，越来越多的产品在多个国家生产，对于双边贸易平衡的分析考虑已经在逐渐失去价值。
鉴于中国在国际分工中所处的地位，中间品的进口势必会对中国的出口能力产生很大的影响，本文旨在通过数据分析中国的中间品进口规模并运用面板数据分析其对中国制造品出口的影响。
二、中国的中间品进口规模
在本文研究中间品进口对中国制造品出口的影响之前，首先需要分析中国中间品的进口规模。由于本文主要侧重于中间品进口对制造品出口的影响分析，因此相应的中间品是指生产制造品所需的中间投入品，基于SITC2的分类标准，主要存在于7类和8类商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13类），其界定参见FrancisNg,AlexanderYeats(1999)。从1987年至今，中国的中间品进口规模不断扩大，占世界中间品总进口的份额也在不断提高，此处主要选择1989、1999和2009三个年份的数据进行对比分析，如图1所示。
从图1中可以看出，从1989年到2009年，除72类和89类中间品进口占世界中间品总进口的比重有所下降外，其他类别的中间品进口比重都呈大幅上升趋势，2009年多数类别的中间品进口占世界总进口的比重超过了5%，特别是73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的中间品进口比重占到了世界总进口的10%以上，77类和88类甚至超过了15%，中国中间品进口拥有如此大的规模，足以说明，中国已经成为了“世界工厂”，大量的进口中间投入品进行加工组装后再将制成品出口到其他国家和地区。
图1中国各类中间品进口占世界中间品总进口的比重
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
但是单凭中间品进口占世界中间品总进口的比重还不足以说明中国在加工装配方面所具有的优势，进口显性比较优势（RCA）指数则可以给出有力的证明。进口RCA指数是出口RCA指数的一种变形，当RCA指数用中间品的进口数据来进行计算，那么该指数可以用来判断一国在零部件组装上是否具有比较优势，公式为：
如果大于1则说明i国在j产品的装配上具有比较优势，反之，则说明i国在j产品的装配上具有比较劣势。
根据进口RCA指数的公式，可以计算出中国在涉及中间品加工装配的行业中是否具有比较优势，图2为2009年中国13类制造行业的进口RCA指数。
图22009年中国13类制造行业的进口RCA指数
数据来源：联合国COMTRADE数据库以及作者的计算
从图2中可以看出，2009年中国73类——金属加工机械、75类——办公机器和自动数据处理设备、77类——电动机械、仪器和用具及零件、87类——专业科学控制仪器、器具和88类——摄影器材及用品、光学用品、手表等的进口RCA指数均大于1，说明中国在这些行业的加工装配上是具有比较优势的，与图1相对应的，这些行业的中间品进口占世界总进口的比重也是最高的。
三、中间品进口对中国制造品出口影响的实证分析
通过前面的分析可以看出，中国的中间品进口规模巨大，且在一些制造行业的加工装配上具有比较优势，这些都会对中国的制造品出口产生直接的影响，从而导致中国的对外贸易顺差大幅增加。那么，中间品进口究竟在多大的程度上影响了中国制造品的出口，本文采用实证分析的方式进行研究。
下面利用1987-2009年的相关数据，采用面板数据模型分析中间品进口对中国制造品出口的影响，计量模型设定
Log表示对数值，相关指标的定义和数据来源见表1。
表1变量定义及数据来源
经过前一部分的分析可以知道，中国的中间品进口额和进口RCA指数均可以用来衡量中国中间品的进口规模，而这两个指标存在一定的相关性，将这两个指标分别代入模型进行面板数据回归，既可以测算中间品的进口对中国制造品出口的影响，又可以检验模型的稳定性，因此设置了两个结构相同的模型。由于中国的制造品出口受供给和需求两方面因素的影响，供给方面的影响可以用中国的GDP来衡量，而需求方面的影响则与中国贸易伙伴国的经济发展密切相关，因此在该模型中加入了中国主要贸易伙伴国的加权GDP作为解释变量，计算方式是将2008年中国出口额排名前25位的目的国家或地区的GDP进行加权。人民币的实际有效汇率是影响中国出口的重要因素，因此也需要将这一解释变量置于模型中。
为避免序列自相关性的影响，在模型估算中对对数数据进行了一阶差分，在以下表格中为简洁起见，PC即表示中国中间品进口额对数值一阶差分后的指标，其他指标类似。经检验，模型采用随机效应，实证结果如表2所示。
表2中间品进口对中国制造品出口影响的实证结果
注：，，分别表示1%，5%和10%水平下显着，括号中数值为t值。
对比两个模型的实证结果可以看到，各变量系数相对稳定且差异不大，说明模型结构较为稳定。中间品进口对中国制造品出口的影响反映在PC和RCA的系数上，结果表明中间品进口以及进口RCA指数对中国制造品出口存在显着的正的影响，也就是中间品进口的增加和进口RCA指数上升都将显着的促进中国制造品出口的增加。中间品进口增加1%，中国制造品出口将增加0.35%，而进口RCA指数上升1%，中国制造品出口将增加0.11%。这一结果足以证明，中国在国际生产网络中所扮演的加工装配地的角色导致了中国制造品出口的大量增加。中国的GDP和中国主要贸易伙伴国的加权GDP同样对中国制造品的出口产生正的影响且非常显着，特别是主要贸易伙伴国的GDP,每变动1%,都会带来中国制造品出口大于1%的变动，说明外需是中国出口的重要影响因素。人民币实际有效汇率对中国制造品的出口存在显着的负的影响，即人民币的升值会导致中国制造品出口的下降，结果符合预期。
关键词: 实际有效汇率;一般贸易进口;加工贸易进口;贸易结构
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。
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【关键词】中国-东盟；贸易效应；协整检验
一、引言
中国-东盟自由贸易区（CAFTA），于2002年11月签署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面启动，涵盖11个国家、19亿人口，是世界上人口最多的自由贸易区，也是发展中国家间最大的自由贸易区。
关于经济一体化对贸易影响的研究比较成熟的是对欧洲经济一体化的贸易效应研究，大部分研究发现，欧洲经济一体化对于贸易是正的且显著的效应。国内对中国-东盟的贸易效应研究显示，CAFTA对贸易具有扩大效应，但对中国的净的贸易效应为负。陈汉林，涂艳（2007）认为贸易转移效应远大于贸易创造效应，且差额在逐年增加，对中国而言净贸易效应为负；陈雯（2009）和徐婧（2008）认为CAFTA对区域内贸易有正的效应，且对中国从东盟进口的作用较大。
使用引力模型估计是研究贸易协定效应的重要方法。早期的研究多使用横截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板数据进行分析如：郎永峰，尹翔硕（2009），陈雯（2009），Marie，Eric（2011）。但现有文献对CAFTA效应的研究大多忽略了由于遗漏变量导致的内生性问题，且在使用面板数据分析时忽略了数据的平稳性，可能会造成谬误回归。本文进行了面板单位根检验和协整检验，且使用个体固定效应模型估计，减轻由于遗漏变量产生的内生性问题。
二、数据和模型设定
本文使用的引力模型是对Ma'tya's，L.（1997）中引力模型样板的一个改版。Ma'tya's，L.（1997）认为正确的计量经济引力模型的样板如下：
ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）
其中，EXPijt是i国与j国在t期的贸易量；Yit和Yjt分别是i国和j国在t期的实际GDP；ωij是指i国和j国的贸易组特征，如共同边界、共同货币、距离和文化联系等；CAFijt虚拟变量，当i国和j国在t期时是自由贸易区的成员时取1，否则取0；αi是进口国固定效应；γj是出口国固定效应；λt是时间固定效应；μijt是随机误差项。
由于本文是基于中国角度分析CAFTA的影响，因而采用“单国模式”进行研究。“单国模式”与“多国模式”的不同在于需要分别对进口和出口进行回归。
本文使用的回归方程如下：
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）是进口的回归方程，方程（3）是出口的回归方程。其中，i国表示中国，j国表示其贸易伙伴；DGDPPCijt是j国与中国在t期的实际人均GDP差额，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分别表示中国和j国在t期的实际人均GDP，根据林达的偏好相似理论，实际人均收入的差距与贸易量应当是反向关系；DISTij表示j国与中国的距离，两国距离远近可以衡量贸易成本的大小，因而距离与贸易量是反向关系；CAFijt与LANij为虚拟变量，CAFijt中国与j国在t期都为中国-东盟自由贸易区成员时取1，否则取0；LANij中国与j国使用同一种语言取1，否则取0，使用同一种语言的两国或地区其文化联系较大，因而对贸易的效应是正的。
本文样本是中国与东盟十国以及12个主要的贸易伙伴2000-2012年间的双边贸易流量数据。其中东盟十国是文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南；12个主要的贸易伙伴包括：香港、日本、巴西、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、加拿大、美国和澳大利亚。
数据来源：双边贸易流量数据来源于联合国UNCTAD数据库；以2005年为基期的实际人均GDP来源于ERS International Macroeconomic 数据库；以2005年为基期的实际GDP来源于IMF数据库；RTA数据来源于WTO数据库；距离以及共同语言数据来源于CEPII数据库。
三、实证结果
为避免数据序列因存在单位根过程而造成的谬误回归，本文进行面板单位根检验和面板协整检验，回归结果见表1和表2。结果显示：所有变量在1%显著水平下都是一阶单整的，且在1%显著水平下拒绝没有协整关系的零假设，即存在协整关系。表1IPS单位根检验结果变量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC变量水平截距项3.142.794.614.684.82截距项和趋势项2.430.640.751.530.19一阶差分截距项-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滞后长度根据BIC准则选择；***表示1%水平下显著。
表2面板协整检验结果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：协整检验包含截距项和趋势项，滞后长度根据SIC标准选择，最大为2；***表示在1%水平下显著。
本文对方程（2）和（3）的回归采用混合面板回归的方法，回归结果见表三。由于遗漏变量的存在可能导致解释变量与随机误差项相关，进而导致实证结果存在内生性偏误。本文通过固定个体效应控制样本不可观测的遗漏因素减轻内生性问题，即采用个体固定效应模型估计。
由表可以看出：
（1）实际GDP对贸易的效应是正的，且在混合面板回归和个体固定效应回归的结果都是在1%水平下显著，表明贸易量与经济规模正相关；实际人均收入差额对出口的影响在混合面板回归和个体固定效应回归中的结果符号不同且不显著，而对进口的影响在混合面板回归中是负的且显著，但在个体固定效应回归中符号改变且不显著，此结果不支持林达的偏好相似理论；两国的距离可以表示两国间贸易的运输成本，对进口和出口的回归结果显示距离的系数为负且显著，与预期一致；共同语言代表两国或地区间的文化联系，其系数在进口和出口的回归结果中都为正且显著，表明贸易双方间的文化联系对贸易有正的影响，与预期相符。
（2）CAFTA虚拟变量的系数在对进口和出口的混合面板回归中为负且不显著，但在个体固定效应回归中符号发生变化，其中对出口的回归中系数为正且在5%水平下显著，对进口的回归中系数为负且在5%水平下显著。这表明控制遗漏变量造成的内生性的重要作用，即在控制了由于遗漏变量产生的内生性后中CAFTA的签订对中国向东盟国家的出口由不显著的负效应转变为正效应；而对中国从东盟国家的进口的负效应有微弱增加。表3对出口和进口的回归结果
出口方程进口方程解释变量混合面板回归固定效应回归混合面板回归固定效应回归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：括号里面为t值，***表示1%水平下显著，**表示5%显著水平下显著。
四、结论
本文利用引力模型的拓展版本对CAFTA的贸易效应进行实证分析，结果显示：贸易双方的经济规模、文化联系对贸易有正的影响，而距离对贸易的影响是负的，这与经典的引力模型分析结果是一致的。
CAFTA对中国与东盟国家之间贸易的影响在没有控制遗漏变量产生的内生性时为负且不显著，这与现有文献（陈雯 2009，徐婧 2008）的结论不一致。在控制内生性的个体固定效应回归中CAFTA对中国向东盟的出口具有促进作用，而对中国从东盟的进口是负效应，对中国而言净的贸易效应是正的，这与大部分现有文献的结论一致，说明建立中国-东盟自由贸易区能够促进我国对东盟的出口。
参考文献：
[1]Marie M. Stack and Eric J. Pentecost. 2011.Regional integration and trade： A panel cointegration approach to estimating the gravity model [J].The Journal of International Trade & Economic Development ， Vol. 20， No. 1：53-65
[2]Ma'tya's，L. 1997. Proper econometric specification of the gravity model[J].The World Economy 20： 363-368
[3]陈雯.中国-东盟自由贸易区的贸易效应研究──基于引力模型“单国模式”的实证分析[J].国际贸易问题，2009（1）：61-66
[4]陈汉，林涂艳.中国一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）：47-52
[5]郎永峰，尹翔硕.中国-东盟FTA贸易效应实证研究[J].世界经济研究，2009（9）：76-82
[6]徐婧.CAFTA对中国和东盟贸易扩大效应的实证研究[J].世界经济研究，2008（10）：63-70
