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一、紡織服裝進出口貿易規模在整固
(一) 紡織服裝出口率先“回暖”
世界金融危機重創世界經濟,2008年11月至2009年2月世界貿易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進出口貿易與世界大多數國家一樣嚴重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿易進出口、出口、進口的最大跌幅分別為-29.1%、-25.7%、-43.1%個百分點,隨后的3-8月份間在底部低徘徊,9月以后開始回升,同比降幅收窄,全年進出口、出口、進口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個百分點,結果好于預期,為中國GDP增長8.7%、為世界經濟復蘇做出了較大的貢獻。我們從分月統計中發現,在世界貿易極為困難的2009年元月份,我國紡織服裝進口隨市場下跌了36.5個百分點,而出口卻逆勢飛揚,同比只下降了0.7個百分點,給“冰冷”的市場帶來了一絲“春意”,讓世人看到了復蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國紡織服裝進出口同比指標“二次探底”又回跌到兩位數,但到12月份出口、進口、進出口同比增長全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進出、進出口較之2008年分別下降了9.9%、9.8%和9.3%,但卻比全國貨物貿易全年出口、進出、進出口同比負增長分別減少了6.2%、1.9%和4.1%個百分點,全年紡織服裝出口額達到1670.6億美元,出口貿易依存程度達到3.4%,也就是說2009年的GDP的3.4%是通過紡織服裝出口實現的。
(二)紡織服裝呈現“高出低進”態勢
紡織服裝是我國重要的工業,也是我國對外開放最早、最多利用外資的產業,通過引進技術,我國紡織服裝工業的比較優勢凸顯,并通過轉變對外貿易增長方式,國際競爭優勢越來越明顯。從表1可知,2009年我國紡織服裝進出口貿易總額是1838.9億美元,占全國貨物貿易比重為8.3%,其中出口高達1670.7億美元,占全國貨物出口貿易的13.9%;進口僅為168.2億美元,占全國貨物進口貿易比重的1.7%;貿易順差為1502.5億美元,雖然比2008年1666.8億美元下降了164.3億美元,但約占全國2009年貿易順差1960.6億美元的76.6%,這也就是說僅占8.3%的紡織服裝貿易卻創造了接近4/5的貿易順差價值。我國紡織服裝呈現“高出低進”態勢是由于產業的國際競爭力所決定的。在世界上通常用某一產業的貿易差額與某一產業的進出口貿易額的比率所表示的國際競爭力指數,也叫TC指數,若指數為負值,表明該類商品為凈進口,不具備國際競爭力;若指數為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強的國際競爭力。經過計算,我國2009年紡織服裝TC指數為0.82,昭示我國的紡織服裝在國際市場上繼續保持極強的國際競爭力,進一步確立我國世界上最大的紡織服裝生產大國和出口國的地位。
二、紡織品服裝出口貿易方式在改善
(一)一般貿易快速發展
我國的紡織服裝出口由來已久,但快速發展則得益于對外開放政策,我國抓住了20世紀80、90年代世界產業結構調整的機遇,“大進大出”、“兩頭在外”,通過“三來一補”,積極利用分工參與國際市場交換,大力發展加工貿易,我國紡織服裝出口貿易進入蓬勃發展、全面提速的時代。 1994年出口貿易額達到342.2億美元成為世界上最大的紡織品出口國;2008年出口達到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創下我國紡織服裝出口新高。但其間我國紡織服裝在國際市場頻頻遭遇反傾銷、反補貼和技術壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會責任的困擾,成為貿易保護主義貿易的重災區。因此,我國紡織品服裝貿易亟待轉變貿易增長方式,大力發展一般貿易。從上表可以看出兩點:一是紡織服裝進出口一般貿易率的同比增長,進口10.34%、出口-5.83%、進出口貿易-5.43%,明顯好于我國貨物貿易的一般貿易率,2009年我國貨物貿易一般貿易率進口、出口、進出口同比增長分別是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年紡織服裝出口、進口、進出口總額中的一般貿易的比重分別是72%、24%、68%,分別比2008年提高了3%、4%和4%。這說明我國轉變貿易增長方式從擴大一般貿易開始突圍并取得了較好的成效。
(二)加工貿易降幅較大
2006年9月14日財政部、國家發展改革委員會、商務部、海關總署、國家稅務總局等五部委聯合《關于調整部分商品出口退稅率和增補加工貿易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿易過快增長。從表3可以看出三點:一是我國2009年加工貿易的紡織服裝進出口、出口、進口的較之2008年有兩位數的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿易和紡織服裝一般貿易的降幅,說明我國紡織服裝貿易應對金融危機調整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿易的進出口、出口同比是正增長,而2009年進料加工進出口、出口同比下降了12.2%,來料加工進出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說明我國調整紡織服裝加工貿易的力度在加大。三是來料加工和進料加工同屬加工貿易,我國紡織服裝來料加工進出口、出口、進口的同比降幅大于自營業務的進料加工分別是7.03、7.51和6.92個百分點,彰顯我國調整貿易方式是有序的。
三、紡織服裝出口的產品結構在優化
(一)紡織服裝出口的增速放緩
我國要優化紡織服裝出口產品結構,需要適當減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當減少OEM服裝出口,增加OBM服裝、高附加值服裝出口的比重。從表4可知,一是2009年我國紡織服裝出口總額是16707178.8萬美元,其中紡織品出口5999223.7萬美元,約占36%,服裝出口總額是10707955.1萬美元,約占64%,紡織與服裝的比值為3.6:6.4,出口產品結構與2008年持平,沒有明顯的改善。二是2009年就紡織品大類而言,紗線出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服裝大類而言,針織服裝下降幅度最大,其他服裝下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服裝保持了11.22%的正增長。這種走勢基本符合國家的紡織服裝調整與振興政策。三是就服裝分類產品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數量同比下降41.7%,出口金額下降34.7%;針織服裝中化纖針織服裝降幅最小,出口數量同比下降5.52%,出口金額同比微升0.07%。梭織服裝中絲制梭織服裝降幅最大,出口數量和出口金額同比分別下降20.96%和20.83%;棉制梭織服裝降幅最小,出口數量和出口金額同比分別下降6.85%和6.21%。毛皮革服裝中皮革服裝出口數量和出口金額同比分別下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服裝逆市強勁上升,出口數量和出口金額同比分別上升15.53%和138.93%。
(二)紡織服裝出口的均價偏低
我國紡織服裝出口不僅要率先恢復貿易增長,還要努力實現由數量增長向質量效益增長的轉型。2009我國紡織服裝出口的價量關系憂喜參半。一是從表4可知,紗線出口平均價格下跌4.93%,其中棉紗線平均每公斤的價格3.38美元,同比下跌6.25%;絲線平均每公斤的價格21.92美元,同比下跌12.31%;化學纖維紗線平均每公斤的價格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、動物毛紗線平均每公斤的價格20.39美元,同比微漲0.69%。面料也是量價齊跌,其中棉布平均每米價格1.18美元,同比下跌8.45%;絲機織物平均每米價格2.92美元,同比下跌9.42%;化纖織物平均每米價格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛動物毛機織物平均每米價格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、無紡織物等紡織制成品的價格也有不同程度的下降。二是服裝出口與紡織品不同,大體上呈現量減價升態勢。針織服裝價格平均同比增長2.3%,其中增幅最大的是絲制針織服裝,平均每件套價格是10.87美元,同比增加11.85%;化纖針織服裝每件套平均價格增加5.78%、棉制針織服裝微漲0.35%、但毛制針織服裝卻下降了7.13%,梭織服裝平均價格增長1.69%。毛皮革服裝價格憂喜參半,每件套平均出口成交價格是65.74美元,同比增長28.13%,其中毛皮服裝、皮革服裝價格分別是267.18、41.52美元,同比增長分別是106.81%和-6.65%。由此看來,我國是服裝生產大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價格雖然出現了微升的良好態勢,但總體上還是“為他人作嫁衣裳”。
四、紡織服裝的出口市場在擴大
(一) 紡織服裝出口的洲際市場
市場有人口、購買力和購買愿望三大要素,從理論角度考量,亞洲、歐洲和北美是我國紡織服裝的主要出口市場。從表5可知:一是紡織服裝出口前10大市場中,亞洲4席、歐洲5席、北美洲1席,說明2009年我國紡織服裝的主要出口市場仍集中在亞洲、歐洲和北美洲。2009年我國紡織服裝向亞洲、歐洲和北美洲三大市場的出口高達全部紡織服裝出口的88.5%。其中向亞洲出口7484667萬美元、向歐洲出口4284566萬美元、向北美洲出口2961256萬美元,分別占我國同類產品出口的比重為40.1%、23.3%和16.1%。我國紡織服裝出口市場是多元化的,除上述三大市場外,依次是非洲、拉丁美洲和大洋洲。二是在亞洲市場中我國與東南亞和中東地區的紡織服裝貿易繼續保持活躍。2009年向東南亞紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-2.5%、2.3%和-11.3%,而相應的進口分別同比增長10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中東地區紡織服裝的出口、紡織出口、服裝出口同比增長-1.1%、-4.5%和1.8%;進口分別同比增長24.5%、19.8%和28.7%。三是歐洲市場主體是歐盟,根據入盟之先后,大體上可以把歐盟區分為歐盟15國和東擴12國。在2009年紡織服裝貿易統計中發現,我國對歐盟27國的出口同比下降7.2%,歐盟15國只下降了6.7%,而東擴12國則下降了13.9%。其中紡織產品出口歐盟15國同比下降10.7%,而東擴12國則下降了19%;服裝產品出口歐盟15國同比下降5.6%,而東擴12國則下降了11.2%。
貿易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規模難以直接測算。由于貿易偽報下的資本外逃是造成中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的重要原因，因此可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進而間接測算出貿易偽報下資本外逃的規模。
(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值
根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。
統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價與離岸價的差別。
世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。
3．轉口貿易及其增加值。
中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。
4．加工貿易增加值和走私。
加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。
5．貿易偽報。
貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實際價值的發票，進口商將發票金額與實際貨物價值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;出口高報是出口商以高于出口貨物實際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。
(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報出口貨物價值，其加總就是一定時期內中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。
2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據。可以認為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。
3．對轉口貿易樣本數據的處理。
為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確。基于這樣的認識，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結果及其說明
2.吉林大學經濟學院吉林長春130012
作者簡介：馮曉玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大學經濟學院博士研究生，大連海事大學經濟與管理學院教師，主要研究方向為中關經貿關系：
趙放(1961-)，北京人，吉林大學經濟學院博士、教授、博士生導師，主要研究方向為世界經濟、日本經濟。摘要：有關中關兩國貿易數據的統計差異歷來存在著很多爭議，其中香港的作用被廣泛提及。文章將中國途經香港到美國的商品分為“再出口”和“轉運”兩大類，以東、西行貿易的“鏡像數據”為基礎.將其分為五種貿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，從中國途經香港出口到美國的商品統計有一部分實際上是再出口，而不是轉運的結論。
關鍵詞：香港；再出口；轉運；鏡像數據；統計差異
中圖分類號：F207
文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美兩國的貿易數據統計差異之大有目共睹，對于兩國報告的貿易數據彼此存在差異的原因，其中有關香港的作用，國內外很多學者進行了探討，并給出了一些結論：Fung and Lau(1998,2003)認為，中美兩國統計的雙邊貿易差額數據都是不準確的，兩國貿易統計差異歸因于中美對經由香港轉口、轉口毛利和服務貿易的不同處理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)認為，中美在編纂雙邊數據上存在著較大的差異，包括不同的計價基礎和運輸時滯，特別是中國經由香港的轉口貿易，以及確認和正確的計價這些貿易流量的實際困難；Jialin Zhang(2000)認為，中美貿易失衡的主要問題在于美國使用原產地規則把經由香港轉口到美國的中國產品統計為美國自華進口，但是并不把經由香港轉口到中國的美國產品統計為美國對華出口，因而放大了美中貿易逆差；USCBC(2004)認為，美國的統計方法夸大了美中貿易逆差，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，并且美國把經由香港轉口到美國的中國商品都統計為美國自華進口，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，得出香港轉口貿易和轉口毛利是直接造成中美貿易數據失真和扭曲的原因之一的結論。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“鏡像數據”的分析方法，將途經香港的貨物分為“再出口”和“轉運”兩大類，探討其與中美貿易順差的關系。
一、再出口與轉運
在實際業務當中，再出口(re-export)和轉運(transshipment)經常被混淆，前者是指當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，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，在香港水域內的同一艘船上裝運或者由一艘船轉運至另一艘船上。轉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、美國三者之間的貿易數據。附表1是中國和香港海關提供的雙邊貿易數據。附表2是由中國和香港海關提供的與美國進行貿易的有關數據。香港調查統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)、向中國國內轉運、向中國以外的國家轉運。附表l中的A部分比較了香港和中國報告的貿易數據和香港的“在主要國家(國境)和裝運港上卸下的港口貨物”的數據問的區別，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，類似的關系也可以在中國和香港對美國的出口數據和作為美國總貨物中的一部分的香港為中國轉運至美國的數據中找到(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易數據和香港“在主要國家(國境)和裝運港上裝運的港口貨物”的數據間的區別。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運的數據中找到(見附表2中B部分)。
由此可見，香港在中美貿易中的中介地位仍然是舉足輕重的。而在中國海關數據中，很有可能出現途經香港的出口中，一部分是通過香港再出口而另一部分是通過其轉運的情況。然而，這種情況很難通過經驗來確定，因為在香港的貿易和貨物數據中再出口是以美元來衡量，而轉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運及其同中國報告的直接出口和進口的關系，一個恰當的途徑就是海關要完全理解雙方在貿易數據上的顯著分別，所以在這里引入“鏡像數據”做進一步的探討。
二、鏡像數據與東、西行貿易
理論上說，一國對其貿易國的出口數據應與其貿易國相應的進口數據相匹配，二者稱為“鏡像數據”。本文使用以“東行貿易”和“西行貿易”為基礎編輯的鏡像數據來估算中國、香港、美國三者之間貿易數據的差異。在編輯鏡像數據時，一面用中國、香港所報告的數據，另一面則用美國報告的數據。鏡像數據的一對恰當的匹配指的是通過該途徑報告的貿易數據是可以互相印證的，然而很多原因導致了數據差異的存在。
(一)“鏡像數據”的引入按照聯合國指導方針，美國是按原產國來記錄進口數據的。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地為香港的進口。所以，在東行貿易(中國一美國的出口)中，鏡像數據中的出口一面應當是中國報告的出口到美國的數據、香港本地出口數據和香港報告的中國再出口到美國的數據之和，而進口一面的數據應當等于美國報告的來自香港和中國的總進口值之和。
類似的，在西行貿易(美國一中國的出口)中，鏡像數據中的出口一面應該等于美國報告的輸到中國的出口加上美國報告的輸到香港的總出口值之和，而進口一面應等于經過離岸價／到岸價調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時，緊接著當再出口到中國時又會被中國海關計算一次。這就意味著中國和香港均是根據聯合國的指導方針，按照貨物的原產國來記錄數據的，這一點和美國做法相似。這樣做的好處在于通過避免調整香港再出口的標高價格，簡化了實際數據差異的估算，即通過這
種方法計算的數據差異的實際大小將免去由于估算香港再出口的標高價而產生誤差的難題，因此從統計上更加令人滿意。報告的貿易數據的鏡像聯系見圖1和圖2。
(二)東行貿易附表3列出了中國和香港對美國出口的官方鏡像數據，有關的調整以及對1995年至2006年問的統計差異的估計。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據結束(該數據包括香港報告的對原產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，雙方數據差異迅速增大，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易的中介人的地位迅速下降，從曾經超過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品中，原產地為中國的產品占到了超過90％，該比例一直保持穩定。第三，香港本地對美國的出口量一直下降，并且隨著香港的經濟越來越以服務業為導向，這一趨勢可能還會持續下去。
(三)西行貿易附表4列出了中國和香港自美國進口的官方鏡像數據，有關的調整以及對1995年至2006年間的統計差異的估計。它以美國官方報告的對中國和香港的出口開始，經過了fob／eif的價格調整，另加上香港報告的對原產地為美國的商品再出口至中國的數據，最后以中國和香港官方報告的同時期的進口數據結束。
與東行貿易中的數據不同的是，1995-2006年間西行貿易總的統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，在鏡像數據的出口一面，統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。該數據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％。
在貿易的雙流向中，同貿易合作者所報告的貿易數據問的估算有一些統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)的貿易，因為他們同樣也是世界轉口貿易的中心。但是中國和香港在同其他貿易者的貿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據問的整體差異進行進一步的分解，才可能找出導致統計差異逐漸擴大的主要原因。
三、通過貿易流的子部類來分解中美貿易間的統計差異
根據上文的以東西行貿易數據為基礎的鏡像數據顯示出了中美兩國與香港之間記錄的貿易數據差異，要進一步研究差異的來源，有必要進行貿易流向的分解。
(一)對鏡像數據進行的貿易子部類的分解在中國的出口數據中，中國海關要求貿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，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，香港調查統計局將進口和再出口時兩次不同的估價稱作“香港調高價”，而在通過香港的轉運中(通過香港港口的貨物而沒有通關)，只報告貨物的重量值而并非價值，所以香港的轉運數據僅以總量報告且以公噸為單位，對商品不進行分類。這就引發了一個問題：在中國海關數據中h類型貿易能否反映出通過香港的再出口或轉運。最明確的解釋就是h類數據能夠反映出轉運的有關數據，因為在大多數情況下，消費國與貨物第一次通關的國家是同一個，所以在中國報告的數據中再出口數據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。這類貿易就是傳統上被歸結為導致貿易統計差異的主要因素。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過香港時，出口商很有可能會開立一張聯運提單以避免在香港通關時產生的費用和麻煩。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類統計中。
這樣從中國和香港海關的數據中，就可以找出五種可能的貿易流，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.香港報告的對原產地為中國的產品向美國的再出口。
正如前面討論過的美國的官方貿易數據僅僅指出的是貨物的原產地。但是，在美國商務部的詳細記錄的進口數據中，卻含有貨物是否在途中經過第三國到達美國的記錄，這一進口數據覆蓋了1995-2005年間美國從中國的所有進口數據。這里將這一數據作為美國報告的自香港進口的官方數據的一個補充，并將美國數據分為以下五類。
A1.從中國境內港口直接運至美國的貨物；
A2.從中國輸到美國的貨物，但最后一個啟運港是香港，貨物在香港并未通關；
A3.從中國輸到美國的貨物，但最后一個啟運港是在除香港外的第三國；
A4.美國對原產地為香港的貨物的進口(來自官方公布的數據)；
A5.從中國輸到美國的貨物，在運輸過程中在香港通關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的關系，可以得出圖3中列出的五種鏡像關系。該圖中有兩個額外的盒子。右側標有問號的盒子上標注了在香港貨物數據中報告的通過香港轉運的數據。正如前面所提到的那樣，因為這些數據不標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。左側標有問號的盒子代表了原產于中國的產品通過第三國的對外再輸出。如果將c3理解為僅僅包括轉運而A3既包括轉運又包括再出口的話，就會潛在的遺漏一部分數據(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據。
(二)中、港、美三方貿易數據的差異在恰當地找出美中貿易中鏡像數據的兩方面后，就可以定義數據差異的兩種衡量方法。第一種方法是在商品水平上衡量貿易雙方的差異。
在這里M指的是貿易者r在第t年從s國進口商品i的貿易數據，E指的是s國在第t年報告的輸到r方的商品i的出口值。這一指標總是用于衡量鏡像貿易數據雙方的差異。
第二個指標使用雙方報告的數據總和作為標準，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)間變化。當雙方報告的數據差別不大時，兩種方法得出的數值就會十分接近。
在東行貿易中，E等于中國報告的對貿易國的出口值、香港報告的對貿易國的本地出口值及其為中國的再出口值的和，M等于貿易國報告的來自中國和香港的進[1值之和。在西行貿易中，E等于貿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易國的進口值減去香港報告的到中國的再出口值。
根據(1)、(2)計算出的中、港、美三方貿易數據的差異見表1。
［關鍵詞］反補貼;貿易限制效應;貿易轉移效應;實證分析
［中圖分類號］F742［文獻標識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)03-0023-03
作者簡介：孫銘，女，漢族，湖北武漢人，湖北大學商學院講師，經濟學博士生，研究方向：國際貿易政策。一、引言
反傾銷、反補貼和保障措施歷來是各國習慣采用的三種主要貿易救濟措施。長期以來，反傾銷作為一種貿易保護手段，得到了世貿組織的認可，成為維護“公平貿易”的最主要武器，是各國使用頻率最高的貿易救濟措施。但自從1995年WTO《補貼與反補貼措施協定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures簡稱《SCM協定》)生效以來，各國在國際貿易中提起反補貼調查并采取反補貼措施的情況越來越多。近年來，受國際金融危機的影響，國際貿易保護主義有重新抬頭的跡象，世界各國間的貿易摩擦愈演愈烈，反補貼逐漸成為新的熱點。
圖1列出了1993—2009年間立案的國際反補貼案件數量變化。WTO成立之后，反補貼案件數有所下降。但自1996開始，反補貼案件數逐年上升，并于1999年到達頂峰，高達41起。其后反補貼案件數呈波動下降的趨勢。然而，2005—2009年間，案件數又逐年上升。相對于世界上各國進行立案的反傾銷案件而言，反補貼的案件雖然比較少，但是該救濟措施究竟會產生什么樣的貿易效應，以及程度有多大，仍然值得研究。
圖11993—2009年國際反補貼案件數量的變化
資料來源：根據WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數據整理。二、相關文獻綜述
國內外學者對反補貼問題的研究從未間斷，但反補貼的貿易效應問題較少受到關注。從現有的國外研究來看，有一些學者對反補貼的實施效果進行了實證研究。Yu-Ter Wang(2005)等學者對反補貼的貿易限制效應持否定觀點。與此相反，Gallaway (1999)和Jones (2006)分別利用CGE(可計算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型認為反補貼是限制貿易的重要手段之一。國內研究方面，目前只有少數學者對反補貼的經濟效應進行了初步的研究，如鄒琪等(2006)的研究認為反補貼會給社會經濟福利造成損失。鑒于反補貼具有和反傾銷類似的歧視性，在對反補貼貿易效應進行研究時可以借鑒反傾銷的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各國對墨西哥進行反傾銷的面板數據為例，得出結論：對發展中國家征收反傾銷稅的申訴國不存在貿易轉移效應，但存在貿易限制效應。Prusa(1999)利用美國1980—1994年對外反補貼數據，證明美國的反傾銷措施從很大程度上扭曲了其貿易模式，導致進口額下降30%～50%。與此同時，Konings (2001)則發現，歐盟在1985—1990年間發起的反傾銷并未產生貿易轉移效應。馮宗憲、向洪金(2009)利用2002—2007年歐美國家對華紡織品案例的月度數據，考察了歐美對華反傾銷的貿易破壞效應、貿易轉移效應的存在和大小。
總體上看，由于統計數據的缺乏，國內外對于反補貼貿易效應的實證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統計資料來看，1993—2009年間的國際反補貼案件累計已接近300件，這為目前的實證研究提供了充足的數據基礎。與此同時，關于反傾銷的經驗研究在計量方法上有了很大發展，這為反補貼貿易效應的實證研究提供了一定的技術支持。本文將根據1993—2007年立案的反補貼案件數據，對反補貼貿易效應進行實證研究。
三、實證模型與數據說明
為了衡量反補貼的貿易效應，本文結合反補貼案件和6位HS編碼產品的貿易數據，構建了一個包含時間序列和截面的面板數據集，以考察1993—2007年立案的反補貼的貿易效應。首先通過考察反補貼對被訴國進口貿易額的影響，來判斷反補貼立案是否會產生貿易破壞效應。其次通過從被訴國進口比例的變化來考察反補貼是否會產生貿易轉移效應。
本文的回歸模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基礎上構建，采用以下的半對數線性回歸方程：
ln(Importijt)=αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)
其中，被解釋變量ln(Importijt）表示i國在t期從j國對某產品的進口額。ln(Importijt-1）是被解釋變量的滯后一期值，這是由于貿易的滯后值是會影響到當前的貿易。t規范為t=0表示反補貼立案的年份，因此，t= -1表示立案前一年，t=+1表示立案后一年，以此類推。虛擬變量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1)，肯定結案方式的影響，若反補貼立案后第一年為肯定結案，則取值為1，其他為0；同理，AFFijt+2在 t=+2時取值為1，其他為0；若立案后第一年為否定結案，則NEGijt+1在t=+1期其取值為1，其他為0；同理，NEGijt+2在t=+2時取值為1，其他為0。ηij度量的是各截面單元的個體差異，uijt為隨機擾動項。根據經濟學原理，在反補貼立案前，被訴國對申訴國進口的大幅增長會導致反補貼調查；反補貼措施會限制申訴國從被訴國的進口，即存在貿易限制效應；反補貼會導致涉案產品的進口從被訴國轉移到非被訴國，即存在貿易轉移效應。因此，該模型中解釋變量滯后項的預期符號為正數，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預期符號為負數，NEGijt+1和NEGijt+2的預期符號可能為正，也可能為負。
由于該回歸中包含被解釋變量的滯后項，會導致內生性問題，若用標準的隨機效應或者固定效應進行估計，必將導致參數估計的非一致性，進而基于估計結果所產生的經濟含義也必定是扭曲的。為了解決該問題，本文采用Arellano and Bond(1991)，Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(廣義距)估計法。對方程(1)進行一階差分之后，動態面板模型可以表示為：
孫銘:反補貼措施的貿易效應——基于動態面板數據模型的實證分析Δln(Importijt)=βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)
GMM估計法運用滯后期和差分作為工具變量所產生的估計和檢驗具有一致性和穩健性，進而基于估計和檢驗結論所產生的經濟學意義將有力地揭示反補貼的貿易效應。
本文的研究對象為1993—2007年間立案的反補貼案件，這些案件是根據WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數據整理出來的，包括11個進行反補貼立案的國家和地區(美國，歐盟，加拿大，墨西哥，澳大利亞，巴西，智利，阿根廷，委內瑞拉，哥斯達黎加和秘魯)，涉及共40個國家和地區，累計188起案件。每個案件的數據包括立案前后2年的貿易數據，這些數據是從聯合國Comtrade數據庫搜集而來，涵蓋了1991—2009年各國或地區從別國進口涉案產品(6位HS編碼的細分產品)的數據。對于包含一個以上產品編碼的案件，本文將所有產品編碼下的進口額數據匯總，以得到每個案件的進口額數據。
四、實證結果及分析
(一)反補貼的貿易限制效應
用GMM估計法對動態面板模型進行估計的結果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數為0.402，表明進口國在上年度進口的變化會導致本年度的進口同向變化，即上年度進口每增加1%，則本年度的進口會增加約0.402%。虛擬變量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系數估計值都為負，這表明，不管最后是以肯定還是否定方式結案，反補貼都會導致申訴國對該產品的進口減少，具有一定的貿易限制效應，這與預期效果是一致的，只是針對不同結案方式，減少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1）變量不同的是，這幾個虛擬變量值必須轉換成表1第三列的形式。結果表明，在肯定結案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進口在第一年下降了約30%，第二年下降了約44%。而否定結案的情況下，進口額的年均下降幅度均在10%以內，且在時序上呈逐步減少的趨勢。
表1反補貼的貿易限制效應和貿易轉移效應
貿易限制效應貿易轉移效應解釋變量(1)對應的被解釋變量
變動的實際百分比解釋變量(2)對應的被解釋變量
變動的實際百分比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%樣本數937樣本數937J統計量50.2660J統計量37.5852注：各變量回歸系數后面的括號內為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。
(二)反補貼的貿易轉移效應
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通過考察申訴國從非被訴國進口的變化來研究反傾銷的貿易轉移效應，但是，貿易額的相對值(即申訴國從被訴國對某產品的進口占其從世界對該產品總進口的比重)比絕對值更能揭示貿易轉移效應。本文在研究反補貼的貿易轉移效應時，將運用和Brenton(2001)提出的類似方法，將研究對象從非被訴國轉向被訴國，通過考察申訴國從被訴國對某產品的進口占其從世界對該產品總進口的比重來確定反補貼的貿易轉移效應。可構建類似的模型：
ln(Sharetijt)=αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)
其中，被解釋變量ln(Shareijt)表示i國在t期從j國對某產品的進口額占從世界對該產品進口額的比重。同樣的，運用GMM方法估計出的反補貼貿易轉移效應如表1(2)所示。在回歸結果中，各解釋變量的系數估計值都較為顯著，并且與預期的一致，這表明在肯定結案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進口在第一年下降了29.03%，第二年下降了約44.12%。而否定結案的情況下，進口額在第一年的下降幅度為9.82%，第二年為8.77%。顯然，反補貼立案會導致被訴國的進口比重下降，該趨勢在第二年有所增強，貿易轉移效應顯著。
五、結論與啟示
無論是衡量被訴國的進口額還是比重，肯定結案和否定結案均導致申訴國從被訴國的進口在其后兩年有所下降，其中肯定結案后的第二年下降的幅度更大，表明反補貼具有較大的貿易限制和貿易轉移效應。
上述結論也引發了相關思考。第一，隨著中國在世界經濟和貿易中的地位逐漸上升，在發展成為新興的工業和貿易大國的同時，中國也理所當然地成為了遭受國外反補貼申訴的主要目標國。雖然相較于反傾銷而言，外國對中國反補貼的運用開始得比較晚，但從2004年遭到國外第一例反補貼立案開始，至2009年底，累計已達到了37起，其中，已有19起案件被實施了反補貼措施。2004年，世界對中國反補貼案件占其對外反補貼案件總數的比重不到50%。但自2007年開始，該比重有所提高。2008年和2009年，超過一半的對外反補貼是針對中國展開的，國際對華反補貼形勢日趨嚴峻。因此，我國應該積極行動起來，通過出口市場多元化等途徑降低反補貼的貿易限制效應。第二，要關注反補貼的貿易轉移效應，該效應將有可能削弱我國進口競爭性產業的發展。如何在不違反WTO規則的前提下，適度保護我國進口競爭性產業，捍衛本國利益，將是今后研究的主題。第三，反補貼措施的貿易效應，還可以分行業或引入稅率等變量進行衡量做進一步研究。
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模型建立
影響進出口貿易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進出口貿易影響進行實證分析，即研究人民幣匯率因素的影響。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示進口(或出口)占進出口總額，G表示人民幣匯率波動幅度，ε表示其他因素帶來的誤差，在此假設為常量。
變量選取
下文實證研究所采用的數據來自于上海市統計局官方網站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進口額占進出口總額的比例和出口額占進出口總額比例。根據J曲線效應理論分析，因為2005—2008年處于J曲線效應，其具有時滯性，該區間數據不作為分析樣本數據，故本文選取了2008年上海市的進出口數據值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進出口額數據(數據略)。
數據處理
為檢驗匯率波動的幅度對上海市進口額、出口額占進出口總額的比例是否存在直接影響，下文運用統計學基本原理，對進口額、出口額和進出口總額進行處理。隨著2005年的匯率改革，人民幣逐年升值，同時，由于J效應理論的時滯問題，匯率的變動對進出口貿易的影響從2008年開始逐步顯現，由上表數據分析得到，隨著人民幣匯率上升，上海市進口貿易占進出口總額比重也逐年增大。(1)人民幣匯率變動與上海市進口貿易額占進出口總額的關系。現將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市進口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市進口貿易額占進出口總額的比例從2008年47.429%到2011年的52.014%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在正相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖1)和函數如下:函數方程式為:E=3.7762G－0.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為3.7762，常數項為－0.0532，函數呈現正相關，所以人民幣升值幅度與上海市進口貿易額占進出口總額比例成正比關系。(2)人民幣匯率變動與上海市出口貿易額占進出口總額的關系。現將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市出口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市出口貿易額占進出口總額的比例從2008年52.571%到2011年的47.959%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在負相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖2)和函數如下:函數方程式為:E=－3.7762G+1.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為－3.7762，常數項為1.0532，函數呈負相關，所以人民幣升值幅度與上海市出口額占進出口總額比例成負比關系。
對外貿易在經濟增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強調出口對一國經濟的重大影響，而關于對外貿易與經濟增長關系的研究文獻往往只關注和分析貿易開放度、出口與經濟增長的關系，很少注意進口與經濟增長的關系。直到最近幾年，人們開始意識到進口也可能對經濟增長產生積極的促進作用，相關的經驗研究文獻也因此陸續出現。日本經濟學家小島清認為貿易對經濟增長的作用是以貿易利益的形式來把握的，根據古典學派李嘉圖的比較成本理論，貿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個發展中國家1960年的截面數據分析了機器和設備進口對生產的影響。科等人（Coeetal.,1997）考察了通過機器設備進口而流向欠發達國家的技術溢出效應。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀80年代美國100多個制造業中國際競爭對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。一些文獻還探討了普通進口和技術擴散之間的可能聯系（CoeandHelpman,1995；Keller,2001）。康諾利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數據代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國（發展中國家）模仿與創新的溢出效應。針對我國進口與經濟增長的互動作用，我國有不少經濟學者就這一問題進行了定性或定量分析。普遍認為進口對經濟增長有推動作用（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“重新審視進口再經濟增長中的作用”一文雖然應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合，研究了進口貿易對GDP增長的動態影響及對經濟增長的傳導機制。楊全發等（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據進行線性回歸分析，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的增長中發揮了較大的作用。王建峰等依據已有的有關研究結果、數據、現實和歷史經驗提出對我國現行出口政策重新進行定位和調整，重新審視出口導向政策等等。因此，筆者認為，有必要再次對進口與經濟增長之間的關系進行討論。
首先從理論上分析當前適當增加進口的必要性與可能性，在此基礎上利用Eview5進行協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向性的戰略政策，不遺余力的推行以出口創匯為主要目標的對外貿易政策，這在很多程度上促進了經濟的發展。然而，隨著科技的發展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿易發展進入了一個新時期，國際貿易環境發生了很大的變化，對中國現行的對外貿易政策提出嚴峻的挑戰。隨著世界經濟發展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿易保護措施的最大受害者，出口貿易環境嚴重惡化。據統計，2003年中國對外貿易依存度高達60%，在如此高的貿易依存度下，增強產品在國際上的競爭力是經濟發展的必要手段，而一味追求產品出口創匯則對我國經濟發展構成威脅。過去，我國外貿政策主要放在規模與速度的增長上，追求貿易順差與外匯儲備，使企業片面強調多出口，多創匯，少進口，節約使用外匯，從而導致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿易條件惡化，出現“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易的發展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環境，從而影響我國經濟發展。要解決中國當前面臨的這些問題，就要轉變對出口的態度，適當的增加進口。依據很多國家發展經驗，出口在很大程度上可以促進國民經濟的發展。但各國宏觀政策的實施依據國情進行，因此我們應立足國情來正確看待進出口對我國經濟增長的作用。
1進口貿易與經濟增長關系的理論研究
進口與經濟增長關系的研究最早可以追溯到古典經濟學時代。亞當•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經濟增長(交易生利)。大衛•李嘉圖指出,通過對外貿易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿易可以得到本國不能生產的原材料和機器設備等經濟持續發展所必須的物質材料，同時推動國內生產過程的創新和改良，提高勞動生產率；通過產品進口造成新的需求，刺激和引導新產業的成長。
受古典經濟學家上述觀點和理論的啟發，后來的經濟學家進一步探討了進口貿易對經濟的帶動問題。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，大大節約了生產要素的投入量,它是經濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿易對經濟增長率影響效應理論，認為如果大量進口投資品，會使國內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濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步，認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素，同時將經濟增長引入這一分析框架,把技術作為內生變量，研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者之間的互動關系。他們認為，技術通過中間產品的投入產生擴散。如果一國的R&D活動產生新的中間產品與現有的中間產品不同，或比現有的中間產品更好當這些中間產品出口時，進口國的生產力就會通過其貿易伙伴的研發效應和技術擴散得到提高。
2數據、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關數據，數據來源于2007的《中國統計年鑒》。根據研究問題的需要，按進口（M）、國內生產總值（GDP）等指標，作為樣本進行分析。
由于大多數時間序列數據都是非平穩的，不滿足傳統的多元回歸或其他方法對數據平穩的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關系，也會由于非平穩的序列帶有趨勢而顯現一定的關系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協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系，然后進行驗證；而協整分析則是事后假定，即先判斷單整階數，只有變量間單整階數相同，或不同階數的變量經過組合后，理論上可能存在長期的均衡關系，才可以假定方程式。筆者根據研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數據作為樣本進行計量分析，在進行數據分析時，GDP按當年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，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整關系。為考察進口貿易對經濟增長的關系，本文采用GDP、M的自然對數形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1樣本數據描述性分析
從我國進口貿易與經濟增長的對數圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進口貿易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現不平穩，即序列使非平穩時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數據序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調整后的時間序列趨于平穩。
2.2樣本數據平穩性檢驗
在進行計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，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是非平穩的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數，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的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進行協整關系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關的。
2.3Granger因果檢驗
進口貿易與經濟增長之間的因果關系用經濟計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數據調入Eview5.0進行Granger因果檢驗，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，進口是促進經濟增長的原因，即進口和經濟增長之間具有Granger因果關系。所以筆者在做協整分析時可以根據經濟學有關理論，將進口作為經濟增長的一個原因來分析。
2.4協整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進口貿易總額數據都是一階單整的，他們之間應該存在一個平穩的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩定關系。根據最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協整回歸方程：
其中括號內給出的數字是t值。根據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性，進口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進行協整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩性，若殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的；反之，則不是協整的。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，即序列平穩。從殘差序列的單位根檢驗結果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩。進而說明LnGDP與LnM之間存在協整關系，即國內生產總值與進口之間存在穩定的均衡關系。
3結論
通過對我國進口貿易與經濟增長之間的實證分析，以及根據GDP、M因果關系分析，并在此基礎上建立協整分析，可以看出進口與國內生產總值之間存在較強的相關關系，盡管各自的增長是非平穩的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩定均衡關系，進口在很大程度上可以促進國民經濟的增長。通過實證分析得出，進口與GDP之間存在協整關系，從長期來看，進口增加1%，會引起經濟增長1.123%。當前出口導向的政策不僅為我國對外貿易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產品導致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當增加原材料、設備、尤其是高科技產品的進口，這不僅有利于解決當前我國對外貿易存在的問題，而且有助于提高我國技術水平及資源使用率，實現產業結構升級，改變經濟增長方式，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，不能一味的強調出口、強調順差、“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展，從而促進我國經濟持續健康增長。
參考文獻
近年來，中國對外貿易順差的不斷擴大給中國帶來了政治上和經濟上的諸多問題，也引起了國內外學者的廣泛關注。研究表明，中國在國際分工中所處的地位是中國對外貿易失衡的主要原因，即中國在國際生產網絡中扮演著加工裝配地的角色，有大量的進口中間品經過加工組裝后出口到海外，導致了中國對外出口的大量增加。HenrykKierzkowski和LurongChen(2007)指出，如今零部件貿易比最終品貿易更為頻繁，碎片化生產和外包已經成為常態。
田文（2005）認為，目前由于新興工業化國家與發展中國家不斷加入到國際分工中來,產品內貿易不但在量上成為國際貿易顯著增長的原因,而且成為國際貿易流向與格局變化的重要力量,成為發展中國家實現工業化與產業結構升級的新途徑。崔瑋（2009）根據聯合國BEC行業分類標準對中國中間品的進口規模進行了估算，認為我國進口商品主要為中間投入品，占總進口的比例達到了60%左右，中國已積極加入到國際產品內分工中。Sven.W.Arndt(2007)強調，現在，越來越多的產品在多個國家生產，對于雙邊貿易平衡的分析考慮已經在逐漸失去價值。
鑒于中國在國際分工中所處的地位，中間品的進口勢必會對中國的出口能力產生很大的影響，本文旨在通過數據分析中國的中間品進口規模并運用面板數據分析其對中國制造品出口的影響。
二、中國的中間品進口規模
在本文研究中間品進口對中國制造品出口的影響之前，首先需要分析中國中間品的進口規模。由于本文主要側重于中間品進口對制造品出口的影響分析，因此相應的中間品是指生產制造品所需的中間投入品，基于SITC2的分類標準，主要存在于7類和8類商品中（71、72、73、74、75、76、77、78、79、82、87、88、89共13類），其界定參見FrancisNg,AlexanderYeats(1999)。從1987年至今，中國的中間品進口規模不斷擴大，占世界中間品總進口的份額也在不斷提高，此處主要選擇1989、1999和2009三個年份的數據進行對比分析，如圖1所示。
從圖1中可以看出，從1989年到2009年，除72類和89類中間品進口占世界中間品總進口的比重有所下降外，其他類別的中間品進口比重都呈大幅上升趨勢，2009年多數類別的中間品進口占世界總進口的比重超過了5%，特別是73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的中間品進口比重占到了世界總進口的10%以上，77類和88類甚至超過了15%，中國中間品進口擁有如此大的規模，足以說明，中國已經成為了“世界工廠”，大量的進口中間投入品進行加工組裝后再將制成品出口到其他國家和地區。
圖1中國各類中間品進口占世界中間品總進口的比重
數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算
但是單憑中間品進口占世界中間品總進口的比重還不足以說明中國在加工裝配方面所具有的優勢，進口顯性比較優勢（RCA）指數則可以給出有力的證明。進口RCA指數是出口RCA指數的一種變形，當RCA指數用中間品的進口數據來進行計算，那么該指數可以用來判斷一國在零部件組裝上是否具有比較優勢，公式為：
如果大于1則說明i國在j產品的裝配上具有比較優勢，反之，則說明i國在j產品的裝配上具有比較劣勢。
根據進口RCA指數的公式，可以計算出中國在涉及中間品加工裝配的行業中是否具有比較優勢，圖2為2009年中國13類制造行業的進口RCA指數。
圖22009年中國13類制造行業的進口RCA指數
數據來源：聯合國COMTRADE數據庫以及作者的計算
從圖2中可以看出，2009年中國73類——金屬加工機械、75類——辦公機器和自動數據處理設備、77類——電動機械、儀器和用具及零件、87類——專業科學控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學用品、手表等的進口RCA指數均大于1，說明中國在這些行業的加工裝配上是具有比較優勢的，與圖1相對應的，這些行業的中間品進口占世界總進口的比重也是最高的。
三、中間品進口對中國制造品出口影響的實證分析
通過前面的分析可以看出，中國的中間品進口規模巨大，且在一些制造行業的加工裝配上具有比較優勢，這些都會對中國的制造品出口產生直接的影響，從而導致中國的對外貿易順差大幅增加。那么，中間品進口究竟在多大的程度上影響了中國制造品的出口，本文采用實證分析的方式進行研究。
下面利用1987-2009年的相關數據，采用面板數據模型分析中間品進口對中國制造品出口的影響，計量模型設定
Log表示對數值，相關指標的定義和數據來源見表1。
表1變量定義及數據來源
經過前一部分的分析可以知道，中國的中間品進口額和進口RCA指數均可以用來衡量中國中間品的進口規模，而這兩個指標存在一定的相關性，將這兩個指標分別代入模型進行面板數據回歸，既可以測算中間品的進口對中國制造品出口的影響，又可以檢驗模型的穩定性，因此設置了兩個結構相同的模型。由于中國的制造品出口受供給和需求兩方面因素的影響，供給方面的影響可以用中國的GDP來衡量，而需求方面的影響則與中國貿易伙伴國的經濟發展密切相關，因此在該模型中加入了中國主要貿易伙伴國的加權GDP作為解釋變量，計算方式是將2008年中國出口額排名前25位的目的國家或地區的GDP進行加權。人民幣的實際有效匯率是影響中國出口的重要因素，因此也需要將這一解釋變量置于模型中。
為避免序列自相關性的影響，在模型估算中對對數數據進行了一階差分，在以下表格中為簡潔起見，PC即表示中國中間品進口額對數值一階差分后的指標，其他指標類似。經檢驗，模型采用隨機效應，實證結果如表2所示。
表2中間品進口對中國制造品出口影響的實證結果
注：，，分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號中數值為t值。
對比兩個模型的實證結果可以看到，各變量系數相對穩定且差異不大，說明模型結構較為穩定。中間品進口對中國制造品出口的影響反映在PC和RCA的系數上，結果表明中間品進口以及進口RCA指數對中國制造品出口存在顯著的正的影響，也就是中間品進口的增加和進口RCA指數上升都將顯著的促進中國制造品出口的增加。中間品進口增加1%，中國制造品出口將增加0.35%，而進口RCA指數上升1%，中國制造品出口將增加0.11%。這一結果足以證明，中國在國際生產網絡中所扮演的加工裝配地的角色導致了中國制造品出口的大量增加。中國的GDP和中國主要貿易伙伴國的加權GDP同樣對中國制造品的出口產生正的影響且非常顯著，特別是主要貿易伙伴國的GDP,每變動1%,都會帶來中國制造品出口大于1%的變動，說明外需是中國出口的重要影響因素。人民幣實際有效匯率對中國制造品的出口存在顯著的負的影響，即人民幣的升值會導致中國制造品出口的下降，結果符合預期。
關鍵詞: 實際有效匯率;一般貿易進口;加工貿易進口;貿易結構
中圖分類號:F830 文獻標識碼:A 文章編號:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴隨著中國產品的大量出口，中國的貿易盈余持續擴大，外匯儲備快速增長，人民幣匯率問題越來越成為世界范圍內關注的話題。在學術界人民幣實際匯率變動對中國對外貿易的影響并沒有達成共識，盡管多數研究發現人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關于人民幣實際匯率變化對中國進口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進口的描述，經過實證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點:一種觀點認為人民幣匯率變動對中國的進口額不存在顯著影響，另一種觀點認為人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的進口額。
因為理論與實際之間存在著分歧，才構成了人民幣實際有效匯率變動的進口效應之迷，本篇文章主要關注的是人民幣匯率變動對中國的進口方面的影響。通過研究人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，來解釋中國的進口與匯率之間存在的特殊關系，并從貿易結構與進口產品構成的角度做出解釋。本文發現中國的進口額伴隨著人民幣實際有效匯率升值而減少，并且進口與出口之間存在推動關系，這是由于中國獨特的貿易結構與區域間經濟合作關系形成的。在中國的貿易結構中，加工貿易的比重一直超過50%，而加工貿易進口額對實際有效匯率變動并不敏感。同時在中國與亞洲特別是東盟國家的區域經濟貿易合作中，亞洲國家與中國的出口商品不再僅僅是針對海外市場的替代競爭關系，更多的是基于生產價值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關系。本文將從以上兩個角度，分別分析人民幣匯率變動對加工貿易進口以及一般貿易進口額的影響。
二､計量模型與數據處理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻中所使用的進口方程模型的基礎上改進的模型。模型采用了對數形式，利用對數形式并且加入時間趨勢項對非平穩的時間序列進行平穩化處理。同時在模型中對數形式下可直接取得實際有效匯率變動對進口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，在保證了原模型主體的基礎上對模型進行了調整，去掉了原模型中的某些控制變量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中國的進口額，reert表示人民幣的實際有效匯率，yt表示中國國內的市場需求，t表示時間趨勢項。
選取的數據是由1995年1月至2006年12月的數據，由于數據的時間跨度較長，必須考慮期間中可能出現的結構性變動因素。本文將所有數據分為兩個時間段，第一個時間段為1995年1月-2001年12月，第二個時間段為2002年1月-2006年12月。對數據劃分為以上兩個時間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿易組織的申請。考慮到中國在正式成為WTO成員國前，在出口方面面臨著其它WTO成員國的貿易壁壘，同時中國自身也存在著對本國的進口限制，這種狀況在中國加入WTO后得到了逐漸的改善，因此以中國加入WTO的時間點將整個數據分成兩段分別進行回歸。
為了精確的估算實際有效匯率變動對進口額的影響，考慮到中國獨特的貿易結構和進口結構，將進口額區分為一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行分析。基于數據模型對1995年1月-2001年12月期間的進口總額與一般貿易進口額分別進行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行了回歸分析。
在數據處理方面，采用經過CPI平減與季度調整的中國的進口貿易總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額月度數據。采用國際清算銀行的實際有效匯率指數，核算中國月度的實際有效匯率。采用經過CPI平減與季度調整的中國工業增加值的月度數據。
三､模型計算結果
對1995年1月-2006年12月整個樣本區間進行回歸分析，估算時間段中人民幣實際匯率對中國進口總額以及一般貿易進口額的影響見表1，整體的樣本區間的回歸可能存在結構變動的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進口總額與一般貿易進口額，而一般貿易進口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區間為1995年1月-2001年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額進行分析，結果見表2。在樣本范圍內，估算實際有效匯率每升值1%，進口總額將減少0.941%，一般貿易進口額將減少2.952%。國內市場需求每增長1%，進口總額將增加1.255%，一般貿易進口額將增加1.157%，一般貿易進口額對匯率波動較總進口額更為敏感。
選取樣本區間為2002年1月-2006年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額進行回歸，結果見表3。在樣本區間內，人民幣實際有效匯率升值1%，進口總額減少1.054%，一般貿易進口額將減少1.783%，而實際有效匯率變動對加工貿易進口的影響不顯著。國內市場需求每增長1%，進口總額增長0.857%，一般貿易進口額增長 0.68%，加工貿易進口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿易組織以后，中國的進口總額對實際有效匯率變動表現的更為敏感，而一般貿易進口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發現人民幣匯率的實際升值將導致中國進口總額､一般貿易進口額的減少，而對加工貿易進口額的影響則并不顯著。
四､對回歸結果的解釋
通過對模型進行分析，發現人民幣實際有效匯率升值將導致進口總額的減少，中國一般貿易進口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感，與之相對的是中國的加工貿易進口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。
分析中國進口的貿易方式構成，見表4，中國進口商品主要由兩部分構成，一是加工貿易進口，二是一般貿易進口。以2007年進口數據為例，2007年加工貿易進口額占進口總額的46%，而一般貿易與其他項目一共占進口總額的54%。因為中國進口額的這種特別構成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿易進口額以及一般貿易與其他進口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿易進口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿易進口額的影響并不顯著。加工貿易一直在中國對外貿易方式中占據相當重要的地位。歷年的統計數據表明，加工貿易出口基本占據了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現象的原因一是自改革開放以來中國政府多年來始終堅持發展以出口為導向的外向型經濟;二是來源于經濟全球化的發展所導致的生產專業化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿易的進口額對人民幣實際有效匯率波動的不敏感與全球范圍內的國際生產布局的完成有關。
加工貿易不同于一般貿易的最大的特點是加工貿易出口市場的相對固定性，而這種出口市場的相對固定性來源于國際分工基本格局的要求。應國際化分工的發展和生產布局的要求，中國從事加工貿易出口的制造業企業已經進入跨國公司生產的價值鏈。在經濟全球化的今天，跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數產品的生產階段仍然是勞動密集型產品的生產與裝配，而這種已經形成的生產布局不可能在短期內發生根本性的變動。跨國公司站在全球的角度，對產品生產與裝配階段的成本變動進行調控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產加工階段所吸收，因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值，跨國公司扔不會調整其國際生產布局與生產網絡。因此人民幣近年來實際匯率的緩慢升值無法從本質上影響中國的加工貿易進口與加工貿易出口額，從加工貿易角度看人民幣匯率升值無法有效減少中國來自于加工貿易的貿易盈余。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿易以及其他項目進口額的影響
通過對前面模型的分析，發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿易以及其他項目的進口額。造成這種現象的原因在于中國與其他亞洲國家的區域貿易模式，而決定中國與亞洲各國家區域貿易模式的根源在于中國在整個國際化生產布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區對外貿易的數據后，我們發現中國在對外貿易方面，自2002年至今的中國一方面從歐洲，美國賺取巨額的貿易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿易逆差，見圖1。
伴隨著中國的生產結構逐漸向價值鏈的上游轉移以及“世界工廠”地位的確立，中國的對外出口與亞洲國家的對外出口已經不再是簡單的競爭替代關系，而是逐漸轉化為分工合作關系。中國與亞洲各國間的區域貿易模式是由中國在整個制造業生產價值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區國家作為原料進口的來源地，主要進口能源､原材料､半成品､零部件､機器設備等，通過在本國加工裝配后再出口給歐美市場，這也是中國與亞洲地區國家主要的區域貿易模式。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進口同時存在，這一現象由中國在產業價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進口原材料和初級產品，在本國內進行加工生產，最后出口到歐洲和美國的市場。伴隨著人民幣實際有效匯率的升值，中國對歐洲美國的出口將明顯的減少，由于中國對外出口的急劇減少，與這部分出口生產相關的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機器運輸設備等產品的進口需求也將相對減少，通過這個途徑，我們將中國的對外出口與對內進口聯系在一起，表現為中國出口對進口的推動作用。人民幣匯率升值通過影響中國的對外出口，間接影響中國的進口額，進口伴隨著實際有效匯率升值而減少。
最后需要指出的是，伴隨著中國經濟的發展和市場化程度的不斷深化，人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進口以及出口產生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實際有效匯率升值將同時減少中國的進口與出口額，單純依靠人民幣匯率調整并不能有效影響加工貿易帶來的貿易順差，而人民幣匯率調整對中國整體貿易盈余的影響則有待于進一步的研究。
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【關鍵詞】中國-東盟；貿易效應；協整檢驗
一、引言
中國-東盟自由貿易區（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易區，也是發展中國家間最大的自由貿易區。
關于經濟一體化對貿易影響的研究比較成熟的是對歐洲經濟一體化的貿易效應研究，大部分研究發現，歐洲經濟一體化對于貿易是正的且顯著的效應。國內對中國-東盟的貿易效應研究顯示，CAFTA對貿易具有擴大效應，但對中國的凈的貿易效應為負。陳漢林，涂艷（2007）認為貿易轉移效應遠大于貿易創造效應，且差額在逐年增加，對中國而言凈貿易效應為負；陳雯（2009）和徐婧（2008）認為CAFTA對區域內貿易有正的效應，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易協定效應的重要方法。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據進行分析如：郎永峰，尹翔碩（2009），陳雯（2009），Marie，Eric（2011）。但現有文獻對CAFTA效應的研究大多忽略了由于遺漏變量導致的內生性問題，且在使用面板數據分析時忽略了數據的平穩性，可能會造成謬誤回歸。本文進行了面板單位根檢驗和協整檢驗，且使用個體固定效應模型估計，減輕由于遺漏變量產生的內生性問題。
二、數據和模型設定
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國的貿易組特征，如共同邊界、共同貨幣、距離和文化聯系等；CAFijt虛擬變量，當i國和j國在t期時是自由貿易區的成員時取1，否則取0；αi是進口國固定效應；γj是出口國固定效應；λt是時間固定效應；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，根據林達的偏好相似理論，實際人均收入的差距與貿易量應當是反向關系；DISTij表示j國與中國的距離，兩國距離遠近可以衡量貿易成本的大小，因而距離與貿易量是反向關系；CAFijt與LANij為虛擬變量，CAFijt中國與j國在t期都為中國-東盟自由貿易區成員時取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其文化聯系較大，因而對貿易的效應是正的。
本文樣本是中國與東盟十國以及12個主要的貿易伙伴2000-2012年間的雙邊貿易流量數據。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。
數據來源：雙邊貿易流量數據來源于聯合國UNCTAD數據庫；以2005年為基期的實際人均GDP來源于ERS International Macroeconomic 數據庫；以2005年為基期的實際GDP來源于IMF數據庫；RTA數據來源于WTO數據庫；距離以及共同語言數據來源于CEPII數據庫。
三、實證結果
為避免數據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整檢驗，回歸結果見表1和表2。結果顯示：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整關系的零假設，即存在協整關系。表1IPS單位根檢驗結果變量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BIC準則選擇；***表示1%水平下顯著。
表2面板協整檢驗結果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：協整檢驗包含截距項和趨勢項，滯后長度根據SIC標準選擇，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，回歸結果見表三。由于遺漏變量的存在可能導致解釋變量與隨機誤差項相關，進而導致實證結果存在內生性偏誤。本文通過固定個體效應控制樣本不可觀測的遺漏因素減輕內生性問題，即采用個體固定效應模型估計。
由表可以看出：
（1）實際GDP對貿易的效應是正的，且在混合面板回歸和個體固定效應回歸的結果都是在1%水平下顯著，表明貿易量與經濟規模正相關；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回歸中的結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，但在個體固定效應回歸中符號改變且不顯著，此結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易的運輸成本，對進口和出口的回歸結果顯示距離的系數為負且顯著，與預期一致；共同語言代表兩國或地區間的文化聯系，其系數在進口和出口的回歸結果中都為正且顯著，表明貿易雙方間的文化聯系對貿易有正的影響，與預期相符。
（2）CAFTA虛擬變量的系數在對進口和出口的混合面板回歸中為負且不顯著，但在個體固定效應回歸中符號發生變化，其中對出口的回歸中系數為正且在5%水平下顯著，對進口的回歸中系數為負且在5%水平下顯著。這表明控制遺漏變量造成的內生性的重要作用，即在控制了由于遺漏變量產生的內生性后中CAFTA的簽訂對中國向東盟國家的出口由不顯著的負效應轉變為正效應；而對中國從東盟國家的進口的負效應有微弱增加。表3對出口和進口的回歸結果
出口方程進口方程解釋變量混合面板回歸固定效應回歸混合面板回歸固定效應回歸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、結論
本文利用引力模型的拓展版本對CAFTA的貿易效應進行實證分析，結果顯示：貿易雙方的經濟規模、文化聯系對貿易有正的影響，而距離對貿易的影響是負的，這與經典的引力模型分析結果是一致的。
CAFTA對中國與東盟國家之間貿易的影響在沒有控制遺漏變量產生的內生性時為負且不顯著，這與現有文獻（陳雯 2009，徐婧 2008）的結論不一致。在控制內生性的個體固定效應回歸中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，對中國而言凈的貿易效應是正的，這與大部分現有文獻的結論一致，說明建立中國-東盟自由貿易區能夠促進我國對東盟的出口。
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