进口贸易数据范文

进口贸易数据范文第1篇

有分析认为，从这些数据来看，反映中国的内外需疲弱，而且内需更是差于外需。

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

如果这样，中国第四季度的进出口贸易总体情况会比第三季度要好。所以市场根本就不用对此过度担心。特别是不要因此认为中国经济不好人民币将再贬值。

进口贸易数据范文第2篇

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[2]范振洪，顾春太.后危机时期提升山东对外经济竞争力的战略思考[J].综合竞争力，2011，02：55-61.

[3]毛清华.山东对外经济发展分析与研究[J].山东经济战略研究，2012，08：18-21.

[4]安佳，陈东景.山东省对外经济合作决定因素的实证分析[J].全国商情（经济理论研究），2009，20：108-109，113.

[5]田卫，高合群.2009年山东对外经济形势预测——基于山东省进出口数据分析[J].现代经济信息，2009，20：23-24.

进口贸易数据范文第3篇

［摘要］改革开放以来，1978—2008我国年均经济增长速度为9.85%，［1］中国经济实现了高速增长的奇迹。一方面，我国对外贸易规模取得了迅速增长，进出口商品结构从出口初级产品、进口工业制成品为主转向了进口初级产品、出口工业制成品为主，逐渐向发达国家靠拢。而另一方面，我国人民生活水平提高速度却没有跟上经济增长的步伐，收入增长缓慢会制约人们的消费能力，而劳动收入的相对下降将逐步拉大与资本所有者的收入差距，导致收入分配不均等问题。近年来，很多研究开始对劳动收入份额的影响因素进行考察和研究。而文章将在此基础上，利用1995-2014年的统计数据，通过实证分析，重点研究中国进出口贸易结构变动对劳动收入份额的影响。

［关键词］劳动收入份额；进出口贸易结构；劳动者报酬

［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036

［作者简介］吕子夷，浙江大学竺可桢学院，金融学专业。

1 我国劳动收入份额与进出口贸易结构变化研究

1．1劳动收入份额变化研究

劳动收入份额是劳动者报酬（劳动收入）在国民收入中所占的比重，通常用劳动者报酬与国内生产总值（GDP）之比来计算，本文参考张吉超（2016）采用Gollin的第二种方法，计算出 2008 年以前个体经营者的劳动报酬和营业利润，并调整到与 2008 年以后相同的范围。

从图1中可以得出，我国的劳动收入份额从1995年持续上升，在1999年达到峰值62．6%，但从2000年开始基本保持下降趋势，从2000年的58．5%下降到2011年的47．1%,2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方发达国家的水平，到2013年上升至52．6%，2014年又下降。从总体上来看，1995—2014年间劳动收入份额呈波动下降的趋势。

1．2进出口贸易结构变化研究

进出口商品结构是指一个国或地区在一定时期内，各种类别的进出口商品在整个进出口贸易额中的份额，它反映了一国或地区的对外贸易水平和商品的国际竞争力。本文以出口工业制成品占出口商品和进口工业制成品占进口商品的比重来衡量进出口贸易结构变化情况，数据均来源于《1997—2015年中国统计年鉴》。

改革开放后，中国推行了出口战略导向，极大促进我国工业制成品的出口。1995—2014，工业制成品在出口产品总额中地比例持续上升。2004年出口商品结构比（工业制成品：初级品）为13∶1，超过发达国家5∶1的水平，到2011年约为18∶1，工业制成品已经在出口商品中占据了绝对优势的地位。［2］

另一方面，我国工业制成品的进口总额所在比重1995—2002在80%～85%上下波动，从2002年开始持续下降，在2014年下降至67%。这主要是由于我国在工业技术方面不断发展进步、企业技术改革步伐加快和产品质量提高，能生产更高品质的工业制成品以满足国内需要，因此对工业制成品的进口需求下降，而生产初级产品需求相对增加。这也与出口商品的结构变化是一致的。详见图2。

2 实证分析

2．1模型设定与变量选取

2．1．1计量模型的设定

综合考虑已有研究对劳动收入份额影响因素，本文将模型设置如下：

LSt=β0+β1 IMPTt+β2 EXPTt+β3 KTYt+β4FDIt+β5GDPt+β6TECHt+β7SIt+β8TIt++β9GOVINt+β10GONOUTt+εt

被解释变量为劳动收入份额（LS），解释变量为进口商品结构（IMPT）或出口商品结构（EXPT），控制变量包括资本－产出比（KTY）、外商直接投资额（FDI）、经济发展水平（GDP）、技术进步（TECH）、产业结构（SI和TI）、政府干预（GOVIN和GOVOUT），随机变量。

2．1．2变量选取与数据来源

（1）被解释变量与解释变量

主要计算方法和数据在第三部分已经详细解释，不再赘述。

（2）控制变量：资本－产出比（KTY）

白重恩（2009）指出，引入资本—产出比（KTY），可以控制要素相对价格和要素投入。考虑到中国目前保持经济稳定增长，资本要素投人仍在工业化进程中发挥重要作用，因此选定10．96％为资本折旧率。参考江三良、李攀（2016）和单豪杰（2008）的数据，以实际固定资本形成额除以实际GDP计算出中国1995—2014资本—产出比。

（3）控制变量：外商直接投资额（FDI）

FDI用实际利用外商直接投资额占GDP的百分比衡量。国内外研究都指出FDI对劳动收入份额的影响作用，但积极或消极并无定论，因此本文将此因素纳入，按照每年美元兑换人民币的汇率的平均值将各年的进口、出口和FDI数值换算成人民币。

（4）控制变量：经济发展水平（GDP）

实证研究发现，经济发展水平对劳动收入份额存在的显著的影响。本文使用人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，数据来源于1997—2015中国统计年鉴。

（5）控制变量：技术进步（TFP）

索洛指出，全要素生产率是产出增长率扣除了要素增长率之后的剩余部分，度量了生产技术的变化。本文选用全要素生产率作为技术进步的衡量指标，从符栋栋（2015）运用索洛残值法计算出的中国全要素生产率中，选取1995-2014数据作为本项指标的数据来源。

（6）控制变量：产业结构（SI和TI）

产业结构也是影响劳动收入份额的重要因素。通常，农业在国民经济中的比重越高，劳动收入份额越高，由于PI＋SI＋TI＝1，为了避免多重共线性，在实证分析时，分别引入PI、SI或PI、TI回归。根据理论以及已有的实证实证研究，预期PI、TI的系数为正，SI的系数为负。

（7）控制变量：政府干预（GOVIN、GOVOUT）

政府对宏观经济的干预会在一定程度上影响一国的劳动收入份额，本文分别以财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，数据均来自各自中国1997－2015年的统计年鉴。

2．2实证结果及分析

2．2．1实证结果

首先，考虑到时间序列模型的序列相关问题，本文对应被解释变量劳动收入份额（LS）进行了单位根检验，结果显示如图3所示。

单位根统计量ADF=-0．974002都大于显著性水平1%～10%的ADF临界值，所以接受原假设，该序列是非平稳的。

根据序列相关图图4，自相关（ACF）图基本呈指数递减，而偏自相关（PACF）图在1阶处截断，由非零相关系数衰减为小值波动的过程非常突然，所以偏自相关系数可以视为一阶截尾，由此考虑拟合模型为AR（1）。建立模型进行参数估计，得到如下结果，判断截距项（C）和AR（1）参数的t检验和P值都具有显著性。

根据图5的判断，建立包含不同自变量的回归模型，结果如下表所示。

2．2．2结果分析

回归模型1无控制变量，只检验了进出口商品结构（LNEXPT和LNIMPT）对劳动收入份额的影响，模型拟合优度较好。在10%显著性水平下，出口结构回归系数为负，意味着随着工业制成品在出口总额的比重的提高，劳动收入份额趋于下降。而进口商品结构正好相反，与之前的预期基本一致。

回归模型2加入了产业结构（SI）这一控制变量，模型拟合优度为89%，产业结构（SI）回归系数在1%显著性水平下为负，第二产业比重的增加对于劳动收入份额也有着很大的负面效应，也符合本文预期。

回归模型3同时加入了资本产出比（KTY）和产业结构（SI），模型拟合优度提升，控制变量资本产出比（KTY）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明资本深化不利于劳动收入份额的提高。

回归模型4在模型2基础上加入财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）两个控制变量，模型拟合优度不变，进口商品结构（LNIMPT）不显著。财政收入（GOVIN）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明政府财政收入的提高对劳动份额有很大的负面效应；而财政支出（LNIMPT）的回归系数在5%显著性水平下也为负，与之前预期不同。

回归模型5在模型2基础上加入外商直接投资额（LNFDI）、技术进步（TFP）两个控制变量。前者回归系数在5%显著性水平下为正，外商直接投资额的增加有利于劳动收入份额的提升。

回归模型6加入所有控制变量。之前模型中显著的变量变得不显著，但此模型拟合优度为92%，比之前都有所提高，推断可能产生了多重共线性。

3 结论与建议

首先，出口商品结构的上升确实会导致劳动收入份额的下降。这是由于近年来我国资源禀赋状况正在发生深刻的变化，国家实施积极财政政策，资本高速积累导致资本深化加强。同时，劳动力供给则缓慢增长且速度慢于资本深化。要素禀赋的变化导致我国进出口商品结构也发生重大变化，工业制成品在出口中占据绝对优势地位，传统的劳动密集型产品比重越来越低，而工业制成品在进口中的份额越来越小。根据国际贸易中的H-O理论和斯托尔帕·萨缪尔森定理，充裕要素所有者将从国际贸易中获利，稀缺要素所有者会受损，因此我国资本份额上升而劳动份额下降。

其次，资本－产出比的提高不利于劳动收入份额的提高。国内投资者热情高涨，加之发达国家对发展中国家投资持续增加，导致我国投资金额一路高攀。资本的边际产出增加引起资本在国民收入分配中所获额的收益更高，导致劳动份额的减少。

再次，财政收入增长导致劳动收入份额下降，政府通过宏观调控获得的财政收入越高，会提高政府收入，并增加劳动者负担，对劳动者的报酬产生越强大的挤压作用，从而引起劳动份额减少。

最后，第二产业产值比重越高，劳动收入份额越小。其产业增加值越多，会导致农业和服务业在国民经济中比重越低。而农业生产和服务业运行都需要大量劳动力，如果这两个产业的产值增长缓慢，它们在国民经济中比重就越低，劳动者获得的报酬就越少。

通过实证与理论分析，本文对中国进出口贸易结构变化对劳动收入份额变化的影响有了清楚认识，同时分析了其他影响因素。为了尽可能避免劳动收入份额再次下降，应积极开发新型劳动密集型产品，实现劳动密集产品升级，在未来国际化市场竞争中培育新的贸易增长点；政府应鼓励企业实现技术创新，加大对劳动密集型产品出口的政策优惠和扶持力度。同时，应制定合理的税收政策，落实结构性减税，减少财政收入以增强企业竞争力，提高劳动者的收入；积极发挥税收优惠政策的收入调节作用与范围，加强保护劳动要素的收益。

参考文献：

［1］肖文,周明海．贸易模式转变与劳动收入份额下降--基于中国工业分行业的实证研究［J］．浙江大学学报：人文社会科学版), 2010，40(5) ．

［2］安立．出口商品结构与劳动收入份额——基于中国省际面板数据的分析［D］．杭州：浙江工商大学, 2013．

［3］ Edward E Learner．What´s the Use of Factor Contents ［J］． Journal of International Ecnomics,2000(50):17-49．

［4］Paul R Krugman．Growing World Trade:Causes and Consequenses ［J］． Brooking Paper on Economics Activity,1995(1):327-362．

［5］Paul R Krugman．Trade and Factor Prices［J］．Journal of International Ecnomics, 2000 (50):51-71．

［6］ Bentolina S,Saint-Paul G．Explaining Movements in Labor Share［J］． Contributions to Macroeconomics,2003，3(1)．

［7］ Harrison A E．Has Globalization Eroded Labor´s Share?Some Cross-country Evidence ［R］． Mpra Paper, UC Berkeley and NBER,2002．

［8］Slaughter M J．Globalization and Declining Unionization in the United States［J］．Industrial Relations, 2007(46): 329-346．

［9］Guscina A．Effects of Globalization on Labor´s Share in National Income［R］．IMF Working Paper,2006:294．

［10］李坤望,冯冰．对外贸易与劳动收入占比: 基于省际工业面板数据的研究［J］.国际贸易问题,2012(1)．

［11］张杰,陈志远,周晓艳．出口对劳动收入份额抑制效应研究——基于微观视角的经验证据［J］．数量经济技术经济研究,2012(7)．

［12］罗长远, 张军．劳动收入占比下降的经济学解释——基于我国省级面板数据的分析［J］．管理世界,2009(5): 25-35．

进口贸易数据范文第4篇

关键字 人民币实际有效汇率 加工贸易 一般贸易

一、引言

（一）研究背景

从20世纪80年代以来，我国的进出口贸易方式结构发生了明显的变化。在出口贸易方式结构方面，从以一般贸易为主的贸易结构逐渐演变为加工贸易与一般贸易不相上下，以至加工贸易较多的贸易方式结构。在进口贸易方式结构方面，最鲜明的特点就是加工贸易进口在我国总进口中占的比重不断上升并趋于稳定，以及我国一般贸易进口的不断下降，并在近期逐渐上升和逐步稳定。

图1 我国出口贸易方式结构变迁图

数据来源：《中国统计年鉴》，2009年

图2 我国进口贸易方式变迁图

数据来源：《中国统计年鉴》，2009年

我国进出口贸易方式结构的变化，体现了进出口贸易方式的多样化发展。其中，加工贸易在90年代取得了显著的发展。这不仅与我国的经济发展历程相一致，也是我国对外贸易政策，尤其是汇率管理政策改革和汇率水平调整作用的结果。

（二）相关文献综述

1、国外相关研究

Clark，Ethier（1973）、Hooper和Kohlhagen（1978）、Cushman（1983）等研究的结果表明汇率波动与进出口贸易呈负相关关系；Frankel和Wei Shangjin（1993）运用横截面数据证明了汇率上升抑制了亚洲国家的出口贸易；Sauer和Bohara（2001）发现，汇率波动对发展中国家的出口贸易有很大的负面影响，尤其对于拉美国家更为显著。

另一方面，Assery和Peel（1991）则发现汇率对贸易量有促进作用；Ying Qian和Panos Varangis（1994）研究发现汇率波动与瑞典、英国、荷兰的出口具有正向相关性；Eleanor Doyle（2001）采用GARCH模型、协整与误差修正模型等方法发现，汇率波动对爱尔兰的出口产生积极影响。而Gotur（1985）以及Bailey，Tavlas和Ulan（1987）等额研究结果却显示汇率波动对贸易没有显著影响。

2、国内相关研究

黄锦明（2010）对1995～2009年的季度数据采用Engle-Granger两步法分析了人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的影响，结果显示：在长期内，我国的出口贸易对于汇率水平的变化不敏感；在短期，只有进口贸易和人民币实际有效汇率存在着负相关关系；肖扬、徐晟（2010）对1999年1季度到2007年2季度的数据进行Granger检验和脉冲响应函数与方差分解，得出的结论是：实际有效汇率对宏观经济变量的影响都是长期的，且大多数是反向的。即人民币升值抑制了我国的进出口贸易；何建奎、马红（2012）对1995～2011年的数据进行基于VAR的Johansen协整检验和向量误差修正（VEC）分析，得出：人民币汇率与我国的进出口贸易呈负向相关性，即人民币贬值，进出口贸易增加。

另一方面，吴玉兰（2008）根据1985～2006年的数据，运用协整分析法研究了人民币实际有效汇率对我国加工贸易的影响。结果表明， 人民币升值使得加工贸易进口增加， 出口减少；李建伟和余明（2003）利用1995年1月至2003年6月的季度数据，采用两阶段最小二乘法，对人民币实际有效汇率与进出口贸易进行回归分析，结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易的重要因素，实际有效汇率下降会刺激出口增加、进口减少。这里特别强调一点，李建伟和余明还讨论了人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和与一般贸易出口、进口的关系。人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和一般贸易出口、进口存在显著负相关关系。

二、人民币汇率对我国进出口贸易方式影响的实证分析

（一）数据选取

本文选取1992～2008年的实际有效汇率（以2005年为基期）、加工贸易进出口额、一般贸易进出口额，进行具体的实证分析。其中，实际有效汇率来源于IMF的《International Finance Statistics》。因为从2010年开始，统计局没有公布关于我国加工贸易和一般贸易的进出口分类数据，因此本文的加工贸易和一般贸易的进出口数据来源于2009年的《中国统计年鉴》

其中，实际有效汇率表示为REER，加工贸易进口额表示为JIM，加工贸易出口额表示为JEX，一般贸易进口额表示为YIM，一般贸易出口额表示为YEX。

（二）平稳性检验

在对变量进行协整分析之前，需要检验变量的平稳性。只有变量是同阶单整的，才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。为了方便研究，并考虑到对各时序数列取对数之后不会改变时序数列的性质和关系，且得到的数据易形成平稳序列。因此，首先对时间序列进行对数处理，然后采用ADF检验方法进行单位根检验。结果表明五个时间序列都是非平稳的，但二阶差分后的序列都是平稳的，即都是I（2）序列。

（三）协整分析

由于五个时间序列均是二阶单整的，故可以进行协整分析。

1、LJEX 和LREER

运用OLS法对LJEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

可见，残差项是非平稳序列。因此LJEX 、LREER不存在协整关系。

2、LJIM 和LREER

运用OLS法对LJIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

可见，残差项是非平稳序列。因此LJIM 、LREER不存在协整关系。

3、LYEX 和LREER

运用OLS法对LYEX 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

可见，残差项是非平稳序列。因此LYEX 、LREER不存在协整关系。

4、LYIM 和LREER

运用OLS法对LYIM 、LREER的长期均衡方程进行估计，并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列，检验结果如下：

可见，残差项是非平稳序列。因此LYIM 、LREER不存在协整关系。

（四） ARMA模型估计

1、LJEX 和LREER

从以上结果中可以看出，实际有效汇率与加工贸易出口、加工贸易进口、一般贸易出口、一般贸易进口存在负相关性，即每当实际有效汇率升高1%时，加工贸易出口下降0.3%，加工贸易进口下降0.68%，一般贸易出口下降0.16%，一般贸易进口下降0.14%。

四、结论

进口贸易数据范文第5篇

关键词：新贸易统计数据；产品附加值；背景；优势；影响

中图分类号：F752.0 文献标识码：A

文章编号：1007-7685（2013）02-0095-05

上世纪60年代后，世界贸易形势出现了新的变化。随着关税水平的下降、货物贸易和服务贸易壁垒的降低、国际运输环境的改善以及信息和通讯技术的进步，国际贸易成本迅速下降。这直接影响到企业的生产方式，进而导致全球生产价值链的逐步形成。其结果是产品内贸易、公司内贸易、外包等新的贸易形式在世界贸易中的地位日渐凸显，中间产品贸易占世界贸易的比重迅速上升。由于中间产品进口需要反复经过海关，而每经过一次海关就要在贸易统计中记录一次，因此，这种以全球产品生产协作为基础的中间产品贸易成为世界贸易中增长速度最快的部分，也是引起世界贸易非线性增长的一个重要原因，极大地改变了世界贸易的格局。如，由泰国组装生产的计算机硬盘，其中间产品分别来自于10个亚洲和美洲国家；美国的波音787飞机，其机翼来自于日本，发动机来自于英国，刹车、电力系统和计算机组件来自于法国。相关研究表明，中间产品贸易约占世界贸易总量的30%左右，且在20世纪的最后25年中以40%的年均速度增长（D.Hummels et al，2001）。近年来，中间产品贸易更是占到了世界货物贸易的56%和服务贸易的70%（Miroudot et al，2009）。

由于传统的贸易统计主要依据的是海关的进出口贸易数据，其结果是将出口产品的所有价值均归于最终出口该商品的国家，因此，传统的贸易统计数据一方面不能准确统计新的贸易方式，即中间产品贸易的真实情况；另一方面，传统的贸易统计数据还将夸大最终出口该商品的国家在整个生产过程中的作用。WTO总干事拉米（Lamy，2012）就认为，“新的经济现象要有新的经济和统计方式与之相适应。好的统计数据有助于对社会和经济现象的理解。如果我们仍然利用不完整的数据来制定政策，就会得到错误的结论；如果用旧数据来研究新问题，则争论和误解也会增加。”因此，为了更好地服务于世界贸易发展的现实，WTO将于2013年初出台第一批基于产品附加值的“附加值统计”（Value-added Statis-tic）数据（或称新贸易统计数据），以更好地衡量世界贸易的发展状况。

尽管受到国际金融危机的影响，一些国家出台了具有贸易保护主义倾向的政策。然而，经济全球化是世界经济发展的必然趋势。随着世界经济的逐渐复苏，世界贸易仍将向更加稳固的自由化发展方向迈进。而WTO新贸易统计数据的出台正是适应世界贸易环境变化的需要。它不仅会对世界贸易的统计形成颠覆性的变革，同样也会对我国未来经济和对外贸易的发展起到深远影响。基于此，本文对WTO新贸易统计数据出台的背景、新贸易统计数据的优势及其对我国对外贸易将产生的影响展开研究。

一、WTO新贸易统计数据出台的背景

新贸易统计数据的出台源于世界贸易的新变化，以及由此导致的全球生产分工体系的逐渐形成，使传统的以国别和最终产品为标准的贸易统计数据不再适应世界贸易的发展变化。WTO新贸易统计数据出台的背景主要体现在以下几个方面：

（一）关税水平的显著下降加速了全球生产分工体系的形成

随着贸易自由化进程的不断深入，关税水平的下降极大地促进了世界贸易的发展，降低了进口中间产品的成本，推动了世界生产分工体系的形成。以亚洲为例，目前亚洲各国最惠国关税的税率在5%。10%之间，较之20世纪90年代也有大幅度的下降。较低的关税必然会降低贸易的成本、促进国际贸易的发展，特别是中间产品贸易的发展。

（二）各国出口环境的改善极大地促进了全球生产分工体系的形成

各国出口环境的改善主要体现在：首先，各国交通基础设施的改善降低了产品的运输成本。如，集装箱运输船和集装箱码头的出现，降低了海运的成本；航空条件的改善则极大地降低了时间密集型国际贸易的成本。其次，与信息技术相关的基础设施的改善，降低了贸易中的通讯成本。最后，一些国家国内贸易规制的减少降低了企业的交易成本，提升了企业出口产品的竞争力。上述各方面出口环境的改善都为扩大贸易提供了有利条件，成为积极发展对外贸易的有效推动力，极大地促进了产品生产的进一步分工，推动了全球生产分工体系的形成。

（三）出口加工园区的建设推动了全球生产分工体系的形成

各国特别是发展中国家，为促进本国对外贸易的发展，纷纷建立了本国专门的出口加工园区。而出口加工园区的建设极大地推动了世界贸易新生产方式的形成。根据世界劳动组织（ILO）的统计，截至2006年，全世界130多个国家和地区总共建立了3500多个出口加工园区。日本亚洲经济研究所（IDE-JETRO）的统计数据也表明，目前发展中国家出口的五分之一产品和进口的13%产品来自于出口加工园区。由此可见，出口加工园区的建立对于全球生产分工体系的形成起到了重要的作用。

（四）外商直接投资的增加带动了全球生产分工体系的形成

伴随着运输成本降低、关税和非关税壁垒的下降以及信息技术的进步，跨国公司为寻求更低的生产成本，将部分生产环节转移至发展中国家，一方面促进了外商直接投资的增加，另一方面也促进了世界生产价值链的形成，改变了产品的生产方式，促进了中间产品贸易的发展。以亚洲的外商直接投资为例，20世纪80年代中期，亚洲的外商直接投资每年约为50亿美元，1990年这一数值达到了约230亿美元，2008年则达到了3070亿美元。在亚洲吸引外商直接投资数量增加的同时，中间产品在亚洲出口产品中所占的份额也由1995年的26%上升到了2009年的35%。

二、新贸易统计数据的优势

传统的贸易统计数据主要适用于从产品的生产到出口的整个产品价值链都处于一国内部的贸易统计，并不适合用于由生产分工全球化而导致的新的贸易统计。对比新的贸易统计数据，传统贸易统计数据在衡量诸如行业竞争力、比较优势、贸易保护、汇率、经济周期等方面都存在明显的不足。基于产品附加值的新贸易统计数据不仅有助于更加全面、准确地统计全球贸易量，而且至少将从以下七个方面有助于改善人们对全球贸易相关问题的理解。

（一）新贸易统计数据可以更好地追踪发展中国家进口中间产品和半成品的来源，也可以揭示工业国家再进口的产品种类

为了更好地统计各国在产品生产中的附加值，新贸易统计数据必然要追踪产品的整个生产过程，并将不同的生产环节分解到各个从事产品不同阶段生产的国家。这就使得新贸易统计数据能够准确统计各国进口中间产品的来源地及各国在产品生产中的作用，从而有助于追踪发展中国家进口中间产品和半成品的来源以及各国再进口的产品种类。

（二）新贸易统计数据有助于重新审视全球贸易的不平衡情况

由于在新的全球生产分工体系下，一国只专注于产品的某一特定生产环节，因此，衡量～国在全球贸易中的贡献不应以出口产品的最后总价值来判断，而应以该国所从事的特定生产环节的价值来判断，即以该国在出口产品中的附加值来判断。传统贸易统计数据将出口产品的价值都归于最后生产该产品的国家，这无疑会夸大最后从事产品组装环节的国家在产品整个生产环节中的作用，从而无法反映全球贸易不平衡的真实情况。与之相比，新贸易统计数据由于能够较好地确定每个国家在产品各生产环节中的地位和产品生产中的附加值，因此也就可以更好地衡量全球贸易的真实情况。以美国在苹果手机（iPhone）上的贸易为例。米鲁多（Miroudot，2011）调查了2009年美国在iPhone上的贸易平衡情况。从表1数据可知，如果按照传统的贸易统计数据，美国2009年在iPhone产品上从中国进口了约19.01亿美元的产品；相应的，在国际收支平衡表上表现为美国对华贸易逆差增加了19.01亿美元。可如果按照基于产品附加值的新贸易统计方式来计算，美国进口的19.01亿美元的iPhone产品中，中国生产的附加值只有7 350万美元，仅相当于传统贸易统计方式的3.87%。美国贸易逆差的其余部分其实来自于日本、韩国、德国等中间产品生产国。由此可见，在传统贸易统计数据中，中国在iPhone产品上对美国的贸易逆差被严重夸大了。

（三）新贸易统计数据有助于更好地解决各国在市场准入和贸易政策上的争论

新贸易统计数据在解决各国在市场准人和贸易政策方面的争论上的作用主要体现在两个方面：第一，对市场准人和贸易政策的很多争论均来自于对贸易不平衡问题的不同看法，而新贸易统计数据可以更准确地衡量世界贸易不平衡的真实情况，因此，新贸易统计数据必然有助于减少各国对市场准人和贸易政策的争论。第二，基于全球生产体系的新生产方式使贸易竞争力不再存在于国家之间，而是存在于企业之间，存在于生产的不同环节之间，因此，在WTO基于产品附加值的新贸易统计数据下，传统的对于最优关税和非关税壁垒的理解也会发生变化。以最优关税为例，传统贸易理论认为，最优关税应当是逐级增加的。而在新的全球生产体系下，一国的最优关税应当变得很小，而且不应再是逐级增加的。可见，如果依据传统的贸易统计方式统计的数据，针对上述问题制定相应的贸易政策，无疑将导致错误的结论。与之相比，新贸易统计数据由于其对贸易量的统计是依据产品各生产环节的附加值而非最终产品的价值，因此，在处理上述问题时，其所提供的数据无疑更具说服力，也更有利于一国贸易政策的正确制定。

（四）新贸易统计数据有助于更清楚地认识宏观经济冲击对全球经济和贸易的影响

在新的全球生产体系下，产品的生产价值链由一国延长到世界其他国家，所以对产品价值链中的任何国家经济的冲击也将通过价值链传导到其他国家，从而对世界经济造成更大的影响。以2008年的美国次贷危机为例，美国最终消费的锐减直接导致处于产品最终组装环节的中国出口的下降，而中国出口的下降又影响到其对中间产品的进口，从而对处于产品价值链中上游的日本、韩国等国家的经济产生影响。可见，传统的贸易统计数据由于只关注最终产品的生产，所以在新的经济环境下，无法准确认识宏观经济冲击对全球经济和贸易的影响。与之相比，由于新贸易统计数据是以一国在出口产品中的附加值为基础的，从而更有可能准确判断经济冲击对产品价值链上各国的影响。

（五）新贸易统计数据有助于重新审视贸易和就业的关系

新贸易统计数据可以更精确地告诉我们就业岗位在生产环节的哪部分从事产生。经济合作与发展组织（OECD）和WTO的一项以欧盟制鞋业为研究对象的研究表明，依据传统贸易统计数据的发现认为，中国对欧盟的皮鞋出口导致了欧洲制鞋业工作岗位的消失；但是通过根据新贸易统计方式所计算出的数据则清楚地表明，欧洲制鞋业所丧失的只是皮鞋的加工制作这一部分工作岗位，皮鞋的设计、研发、市场营销等生产环节上的工作岗位仍然存在于欧洲，并且欧洲的制鞋企业由于降低了生产成本而变得更具竞争力。

（六）新贸易统计数据有助于重新审视贸易对环境的影响

OECD的研究表明，重新分配生产活动的各个环节，会对一国的碳排放情况产生显著影响。在传统贸易统计数据下，出口产品的碳含量全部被归于最终生产该产品的国家。而新的贸易统计数据由于其所具有按产品附加值统计贸易的特点，则可以将产品中的碳含量分解到各生产环节，从而可以更准确地计算各国在产品生产全过程中所产生的碳排放量。可见，新贸易统计数据有助于重新审视贸易对各国环境的影响。

（七）新贸易统计数据有助于重新评估一国的贸易竞争力

这里仍以美国iPhone产品为例分析。如果根据传统的贸易统计数据，中国在iPhone上的出口具有明显的比较优势和贸易竞争力。但是，如果以新贸易统计数据来衡量则可以发现，中国在iPhone生产上的比较优势和贸易竞争力事实上仅仅局限于产品组装这一生产环节上，而iPhone生产的中上游环节的比较优势和贸易竞争力仍然掌握在美国、日本、韩国、德国等发达国家手中。

三、新贸易统计数据对我国的影响

（一）新贸易统计数据可以更好地衡量我国的出口竞争力及其在全球生产分工中的地位，进而有助于提出更有针对性的对策建议

在新的全球生产体系下，各国的竞争力主要存在于产品的不同生产环节上，而非存在于产品的整个生产过程中。基于传统贸易统计数据计算出来的竞争力水平，针对的只是产品的整个生产过程，因此，这种利用传统贸易统计数据计算出来的结果将明显夸大我国出口产品的竞争力，以及我国在国际分工中的地位。洛迪克（D.Rodfik，2011）依据传统贸易统计数据的研究就认为，中国出口产品的技术含量相当于比中国人均GDP高3～6倍的国家的生产水平。可见，如果我国以此为依据来制定指导未来经济发展的政策，无疑会带来很多问题。与之相比，由于新贸易统计数据是以各国在产品生产过程中的附加值为基础的，因此，基于新贸易统计数据计算出来的结果更能准确反映我国出口的竞争力，以及我国在全球生产分工中的地位。如，新贸易统计数据清楚地表明，我国出口产品的附加值主要存在于产品的组装环节，主要从事的仍旧是劳动密集型的生产工序，仍然处于全球生产价值链的低端。我们便可以依据这一结论，提出更符合我国对外贸易发展实际情况的对策建议。

（二）新贸易统计数据可以更准确地衡量我国的对外贸易不平衡状况

随着世界生产分工体系的逐渐形成，我国在世界分工中的作用仍停留在以产品组装为代表的劳动密集型生产环节上，但在传统的贸易统计方式下，产品出口的全部价值却全部记在中国，从而导致虽然中国对美、欧存在巨额贸易顺差，但中国能够获得的实际收益却很小。与之相比，新贸易统计数据是基于各国在产品中的附加值统计的，因此，势必可以更准确地衡量中国外贸不平衡的状况。从相关的研究成果来看，WTO和日本亚洲经济研究所的研究都表明，按照传统贸易统计数据，2008年中美贸易顺差为2850亿美元；但如果按照新贸易统计数据来计算，那么中国对美国的贸易顺差只有l 640亿美元，仅占传统贸易统计数据的69%。詹森和诺格拉（Johnson，Noguera，2010）的研究也表明，如果依据以一国产品附加值为基础的新贸易统计数据来计算中美双边贸易，则中美贸易不平衡的程度相比传统贸易统计数据将下降30%～40%。

（三）新贸易统计数据可以有效降低我国与其他国家间的贸易摩擦

我国与其他国家，特别是同发达国家间的贸易摩擦产生的一个重要原因在于：其他国家认为与我国之间的对外贸易，不但造成其本国的贸易不平衡，而且导致本国就业岗位的大量流失。然而，如前所述，由于新贸易统计方式可以更准确地计算各国在贸易中的收益和成本，有助于重新审视贸易和就业的关系，重新审视贸易对环境的影响，因此，可以真实反映各国与我国之间的贸易关系，从而有效降低我国与其他国家在贸易问题上的分歧，减少不必要的贸易摩擦。

进口贸易数据范文第6篇

关键词：中菲数据；香蕉贸易；SPS

中图分类号：F74 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2017）02-113 -02

一、引言

菲律宾是中国香蕉进口大国，我国2008年从菲律宾进口的香蕉总量占我国进口香蕉的92.3%。中菲两国的国际往来非常微妙，在2012年爆发了所谓的“香蕉之战”。所以，中国对菲律宾香蕉进口的政策对菲律宾香蕉出口的影响受到了广泛关注。

从以往的中菲香蕉贸易研究中，中方统计的数据和菲方统计的数据存在很大的差异。而这种巨大的数据差异导致的结果就是，中国的贸易政策和SPS政策，对菲律宾的香蕉贸易带来的影响是不同的。郑国富、杨从平（2014）研究了中国质检局加强对菲律宾香蕉检疫的强度，对菲律宾出口中国的香蕉影响，中方数据分析结果显示，加强检疫能够有效地阻止菲律宾香蕉出口中国，而菲方数据分析发现这种影响微乎其微。相关的中菲香蕉贸易文献都止步于不同数据和不同的结果，但并没有人进一步探索不同数据背后的原因，以及哪个数据更能反映真实的情况。

二、中菲香蕉贸易数据分析

（一）中菲香蕉贸易数据概述

香蕉贸易有两种统计方式，贸易总量（kg）和价值总量（$）。由于价值量受到汇率波动、关税壁垒和非关税壁垒的影响，进口方和出口方统计的数据差值较大。因此，本文对香蕉贸易的总量进行对比。即便如此，中菲双方统计的贸易量仍有很大差异。表1是近16年来，中菲双方汇报的香蕉贸易数据。其中，中菲数据差值是中方数据减菲方数据所得。

从表中可看出，中方汇报的数据一直大于菲方数据1万吨以上，这个差值于2006年达到一个小高峰17万吨。但是在2013和2014年，差值大幅逆转，菲方数据比中方数据多1万吨～2万吨。更为戏剧性的转变是2015年，中方数据再次高过菲方数据，并达到近16年来最大差值35.7万吨。这样的数据差异可能有两种主要原因，一种是中菲统计香蕉的方法不一样，中方统计的香蕉贸易值可能包含了香蕉加工品和香蕉种植物，而菲方可能只汇报了新鲜香蕉的贸易。另一种可能是中国或者菲律宾或者两国都出于其他复杂的原因虚报了香蕉贸易量。

（二） 菲律宾香蕉出口状况

菲律宾2006至2015年连续排名香蕉出口大国前十位的国家有日本、中国、韩国、伊朗、新加坡及阿联酋。图1显示了菲律宾及这六国统计的香蕉贸易差异情况，香蕉统计单位为KG，差值等于相应出口国统计的数值减菲律宾统计数值。

从图1可知，除了新西兰，菲律宾与其他香蕉贸易大国的统计数据都存在较为明显的偏差。其中，中国与菲律宾的贸易统计差距最大。需要说明的是，2014年日本统计进口菲律宾香蕉数据与菲律宾统计出口日本香蕉差值为负的44.7亿kg，为了更清晰的对比六国统计状况，图中没有显示这年日本与菲律宾的数据差异。总体来看，菲律宾统计数据低于中、韩统计的数据，但是高于阿联酋和新加坡统计的贸易量。

香蕉贸易包含新鲜香蕉、香蕉种子、加工过的香蕉和香蕉植物。为了检验数据差异是否与统计范畴有关，接下来对比每个国家在UN comtrade 提交的香蕉统计的范围。

相比之下，1的统计是最\统的，菲律宾一直采用这一统计方式，统计量比其他国家少似乎是正常的。但是对比发现，中日韩新加坡及新西兰的统计方式相同，而菲律宾统计的数据仅与新西兰数据一致。说明统计范围不同，并不是数据差异的主要原因。

（三）中国的香蕉进口状况

2006至2015年，中国总共从21个国家和地区进口了香蕉，其中有5个国家连续十年有香蕉贸易，按贸易量大小排列分别是菲律宾、泰国、厄瓜多尔、其他亚洲地区及越南。

中国与厄瓜多尔、泰国及亚洲其他地区统计的香蕉贸易数据几乎一致，与越南统计的数据存在小范围偏差。菲律宾是中国最大的香蕉进口国，但其统计的数据与中国统计的数据也是差异最大的，差值远远超过厄、泰及其他亚洲地区。

（四）数据可靠性初步判断

整理中国与菲律宾的香蕉统计数据，发现两国提供的数据差异较大。为了进一步探究哪国提供的数据更为可靠，本文依次比较了菲律宾及其香蕉出口大国统计的贸易量，以及中国及其香蕉进口大国统计的贸易量。

在菲律宾香蕉出口的数据中，菲律宾除了与日本统计的数据一致外，同其他国家统计的香蕉量均存在不同程度的差异。香蕉贸易包含香蕉相关的产品、种子和植物。为了排除这种差异来自统计范围的不同，本文接着对比了中日韩、新西兰、阿联酋及菲律宾统计的香蕉贸易范围。相比其他国家，菲律宾统计的香蕉范畴是最小的，而中日韩新西兰都统计了相同的香蕉范畴，菲律宾却仅仅与日本统计数据一致。这说明，统计范畴不是菲律宾统计数据差异的主要原因。

在中国香蕉进口数据的对比中，中国统计的数据与厄尔瓜多、泰国及亚洲其他地区提供的数据基本一致，与越南统计的数据存在小范围偏差。因此得出结论，相比之下，中国的香蕉统计数据更可靠。

三、中国政策与菲律宾香蕉贸易的实证分析

（一）模型建立及数据来源

经过简单的数据对比，本文采用相对可靠的中方统计数据检验中国SPS对菲律宾香蕉贸易的影响。贸易模型通常采取引力模型，但是本文只衡量中国和菲律宾的双边贸易，因此去掉引力模型中地理因素、语言因素、殖民关系等衡量多国贸易的影响因素，最终模型为：

1nY=β0+β11nGDPCHN+β21NgdpPHL+β31nSPS+μ（1）

其中，Y是中国进口菲律宾的香蕉量，数据来源于UN comtrade，GDP的下标CHN和PHL是中国和菲律宾的ISO缩写，数据来源于世界银行数据库，SPS主要是针对农产品的技术贸易壁垒，是虚拟变量，数据来源于中国WTO/TBT-SPS通报咨询网。

（二）实证分析

我国分别于2002、2004、2012实施了香蕉检验、水果检疫、食品农残相关SPS措施。通过stata回归结果可知，菲律宾的GDP对菲律宾出口中国的香蕉总量影响显著性也较小。同时，SPS对香蕉贸易影响的t值为-0.80，不显著，表明我国的SPS相关措施对菲香蕉出口影响相关性不大。

四、总结

本文通过数据比较法，认为中方提供的数据相对可靠，使用中方数据检验我国与蕉相关的SPS对菲香蕉进口的影响，结果发现这种影响相关性不大。通过加强检疫等措施确实能够在短期内影响菲律宾香蕉的进口量，但这种影响通常难以持续。菲律宾是我国最重要香蕉进口国之一，大量减少进口菲律宾香蕉的数量也会降低中国国民的福利。因此，依赖民族情绪的“香蕉战”是难以持续的，有效的贸易政策还需考虑长期影响。

参考文献：

[1]王少普.坚持从战略全局观察与处理中日关系[J].社会科学，2006，（03）.

[2]徐迟默.世界香蕉贸易分析[J].世界热带农业信息， 2006，（02）：13-14.

[3]邵瑞清.中国香蕉贸易发展研究[J].海南大学， 2011.

[4]郑国富，杨从平.中菲香蕉贸易关系论析[J].对外经贸，2014，（01）.

[5]郑国富.中国与菲律宾双边贸易发展的实证研究（1975-2013）[J].广西财经学院学报，2015，4（28）：2.

作者简介：

进口贸易数据范文第7篇

【关键词】自由贸易区 贸易效应 引力模型

一、引言

2002年11月，我国与东盟签署《中国――东盟全面经济合作框架协议》，自此中国与东盟正式开启自贸区建设的进程。2004年起“早期收获计划”开始顺利实施，有效促进了区域内农产品的贸易。而对于作为东盟成员国之一的新加坡来说，无论在经济总量还是金融发展或是社会建设方面，新加坡在东盟十国中都处于领先的地位，且经济持续增长。因此，中国与新加坡的贸易往来也必将越发紧密。

2008年10月，中国与新加坡签订自贸区协议，新加坡成为东盟成员国中第一个单独与中国建立双边自由贸易区的国家。经过双方的努力，2000――2015 年中国与新加坡之间进出口贸易总额呈递增趋势，双边贸易额从2000年的331.5亿美元增加到2015年的795亿美元。此外，比较进口和出口的数据可知，虽然中国对新加坡进口总额和出口总额整体上增长，但出口总额的增幅显著高于进口总额，表明中国对新加坡进出口贸易顺差进一步扩大的现象。

在进出口结构方面，莫瑶（2016）指出双边贸易以工业制成品为主，初级产成品比重较低。中国从新加坡进口的货物中，初级产品的进口额出现负增长现象，而工业制成品的进口额大体保持着正增长趋势，工业制成品总额不断扩大。从中国对新加坡出口货物结构来看，中国对新加坡出口的初级产品总额和工业制成品总额均呈增长趋势，且工业制成品的出口额远高于对初级产品的出口额。

中新自由贸易协定在中国――东盟自贸区的基础上，进一步加快了双边减税的进程，加强了两国在货物、服务贸易等领域的经贸合作关系。中新两国双边自由贸易区的建立预示着中国与新加坡的经济合作展开了新的局面。在中国与新加坡双边贸易规模迅猛增长的态势下，中国和新加坡之间的贸易合作关系也发生显著变化。分析中国――新加坡自由贸易区的建立对两国贸易产生的影响，并探讨成功的经验，有利于为正在进行中的自由贸易区建设提供借鉴，为如何更好地运用自由贸易区的优势发展贸易提供建议，促进我国经济的发展。

通过阅读文献可以发现，学者们对中国――东盟自由贸易区经济效应的研究内容较为丰富，而针对运用引力模型来分析中国――新加坡自由贸易区经济效应的研究则不够全面。本文运用扩展的引力模型，分析中国――新加坡自由贸易区建立的贸易创造效应以及对比其贸易转移效应对我国从东盟国家和从其他贸易伙伴的进口产生的影响。

二、文献综述

关于中国――新加坡自由贸易区的贸易效应国内已有一些研究成果。项义军，厉佳佳（2014）指出中国――新加坡自贸区的建立，促使两国之间的贸易规模不断扩大，两国根据自身优势重新分配生产要素，优化资源配置。而随着两国贸易合作深化，贸易额也将会再达到高峰。此外，从长远的角度来看中新贸易的合作，贸易创造效应会占据主导地位。于翱翔（2015）指出，中国与新加坡双边贸易额的增长会对中国国内生产总值产生积极影响，它们之间的均衡关系是长期且稳定的。中国――新加坡自由贸易区成立后所带来的两国双边贸易的快速增长，将会刺激中国国内生产总值的提高。

关于基于引力模型的中国――新加坡自贸区贸易效应的研究：林琳，李怀琪（2015）从贸易创造效应和贸易转移效应两方面对中国――新加坡自贸区建立后的贸易效应进行实证检验。包含的变量有各国GDP、距离变量、两个贸易区的时间虚拟变量，运用混合效应的引力模型，得出中国――新加坡自贸区的成立对非成员国的贸易转移效应相对较小，中国――新加坡自贸区的贸易效应以贸易创造效应为主的结论。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的数据，比较了中国――新加坡自由贸易区的建立对中国向新加坡的出口额和中国从新加坡的进口额的影响。选取其他九个主要贸易伙伴进行对比分析，得出中国――新加坡自由贸易区的建立促进了中国同新加坡的进出口贸易，即存在贸易创造效应，而对中国出口新加坡的促进作用在减弱。因此，新加坡是建立自由贸易区的受益者。成利沙（2012）除传统变量以外，还加入了利率、开放度水平、汇率、金融危C等变量，运用1995年第一季度至2011年第四季度的数据，得出中国与东盟自由贸易区以及中国与新加坡自由贸易区的建立促进了中新两国的双边贸易，两个自由贸易区所产生的贸易创造效应大于贸易转移效应的结论。

通过阅读文献，本文发现已有研究的不足：1.数据大多用的2012年及以前的数据，需要数据更新；2. 没有进行贸易转移效应在不同区域的差别比较。本文在已有优秀研究的基础上，一方面更新了数据，另一方面对比了中国――新加坡自由贸易区对于东盟成员国与对其他主要贸易伙伴的贸易转移效应，弥补了贸易转移效应对比的分析，希望能为更好地发展自贸区提供政策建议。

三、理论模型

贸易引力模型是度量贸易流量和估算贸易潜力的重要方法，是国际贸易理论的重要组成部分。已经有许多研究运用引力模型来研究自由贸易区产生的贸易效应。贸易引力模型的理念最初来源于物理学领域著名的理论万有引力定律，它是指任意两物体之间的相互引力与质量成正比，与距离正反比。最早将引力模型运用到国际贸易领域的是Tinbergen和Poyhonen。陈雯（2002）指出在1962年的一次演讲中，Tinbergen第一次提出要运用引力模型来研究双边贸易流量。而Poyhonen从1963年开始在德国用引力模型来解释国家间贸易流量的问题，他们的研究有一个共同点，那就是研究的核心都是考察经济规模和距离对世界贸易流向与贸易流量的影响。他们指出，两国双边贸易量的规模与两国的经济总量成正比，与两国之间的距离成反比。引力模型的基本形式如下：

Xij=GSi MjΦij

其中，Xij表示 i国到j国的出口价值，Mj表示j 国所有的特定因素，表征进口国的总需求，Si表示i国所有的特定因素，表征出口国总供给愿望。G表示与i和j无关的变量，例如世界自由化程度，Φij表示出口国i进入j国市场的难易程度，通常用两国首都或经济中心之间的距离或语言等变量来表示。

在研究中，通常将基本形式转化为对数线性形式，如：

lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij

其中，Xij： i国对j国的出口值，Yk（k=ij）：k国的国民生产总值，Dij：i国与j国间的距离，Pij：区域经济一体化形成的虚拟变量，εij：模型误差。

在引力模型后续的发展中，这一模型被学者们添加了更多的解释变量，如人均收入、汇率、是否拥有共同语言或文化等等。

本文用中国向贸易伙伴的出口额与进口额作为被解释变量，中国与贸易伙伴的GDP、距离、人口乘积、中国――东盟自贸区时间虚拟变量、中国――新加坡自贸区时间虚拟变量作为解释变量。根据经验和经济原理，中国的GDP规模对于中国的进口额有正向影响，贸易伙伴的GDP规模对中国的出口额有正向影响，两国之间的距离对进出口额有负影响。人口乘积对于进口贸易额有两方面的作用，一方面人口数量越大，总需求越大。两一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘积对进口贸易额的作用方向不确定。而对于出口贸易额，匡增杰（2015）认为人口变量对出口贸易具有两方面的作用：一方面，随着人口增加，国内分工深化，产品总量增加，这将会增加国内产品的出口。另一方面，人口增加会导致国内产品需求增加，减少国内产品出口。中国――东盟自贸区、中国――新加坡自贸区建立的时间虚拟变量对于中国的贸易额预计有正的贸易创造效应和对其他国家负的贸易转移效应。

四、经验分析

（一）模型设定与检验

1、贸易创造效应

贸易创造效应是将贸易从低效率生产的本国生产者转移至高效率生产的区域性贸易协定成员国。本文考察中国――新加坡自贸区的建立对中国与新加坡之间的贸易额的影响，分别从出口与进口两个方面来考察。描述经济总量的变量一般有GDP、人均GDP等，考虑到如果加入过多变量可能导致多重共线性，所以本文只包括了中国与新加坡的GDP来描述各自的总需求和总供给。由于只有一个国家，所以不包含距离变量。模型构建如下：

线性化的进口贸易引力模型：

lnEXt=α0 +α1lnCGDPt+ α2lnSGDPt +α3P1t + α4P2t+α5lcpop_lspopt +εt（1）

t=2000，2001…..2015 α0，……α4 为系数，εt 为随机误差项。

线性化的出口贸易引力模型：

lnIMt=β0+β1lnCGDPt +β2lnSGDPt + β3P1t + β4P2t +β5lncpop_popt+μt（2）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 为系数，μt 为随机误差项。

其中EX、IM分别为中国从新加坡的出口和进口额，CGDP表示中国以现价美元计算的GDP总量，SGDP表示新加坡以现价美元计算的GDP总量。P2是虚拟变量，由于新加坡槎盟成员国，所以用P2表示中国――东盟“早期收获计划”在2004年的开始，2004年以前P2为0，2004年以后为1。P1也是虚拟变量，表示中国――新加坡自由贸易区的建立，2008年10月该自由贸易区建立，所以P1在2009年以前是0，在2009以后是1。

（1）平稳性检验

（2）多重共线性检验

Variable | VIF 1/VIF

----------+----------------------

ddlCGDP | 2.32 0.431207

ddlGDP | 1.92 0.520615

ddlcpop_pop | 1.44 0.695301

P1 | 1.30 0.768397

----------+----------------------

Mean VIF | 1.74

VIF检验表示不存在多重共线性。

（3）序列相关检验

经过序列相关检验，当被解释变量是ddlEX时，拒绝原假设，存在序列相关，需要修正序列相关；当解释变量为dlIM时，不能拒绝原假设，不需修正序列相关。

2、对于东盟国家的贸易转移效应和对于其他重要贸易伙伴的贸易转移效应

贸易转移是指在形成自由贸易区后，一国减少从生产成本较低的非成员国的进口，转而向生产成本比较高的成员国进口。本文研究的是中国――新加坡自由贸易区的贸易转移效应，所以考察的是中国――新加坡自由贸易区建立对中国从非成员国进口的影响，不涉及中国对非成员国出口的影响。根据此思路，在引力模型中，可以用虚拟变量P1来度量自由贸易区的建立对从非成员国进口所产生的影响，即贸易转移效应。为了对比中国――新加坡自贸区的建立对于东盟成员的贸易转移效应与对其他主要的贸易伙伴的贸易转移效应是否存在差异，本文选取除新加坡以外的9个东盟成员：马来西亚、印度尼西亚、柬埔寨、老挝、泰国、越南、缅甸、菲律宾、文莱，以及日本、韩国、德国、美国、俄罗斯、巴西、加拿大、英国、澳大利亚、印度这十个中国较大的贸易伙伴国作为对比分析。

模型为：

lnIMit = β0 +β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit +β5P1t+β6lndisi+εit（3）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 为系数，μt 为随机误差项。

在分析中，本文采用2000-2015年的面板数据，面板数据的优势在于涵盖更多的横截面数据和时间序列数据，规避单一数据类型的时间和个体差异，增加模型拟合的效果和准确性。

（1）平稳性ADF检验

（2）随机效应与固定效应检验

蒋冠（2015）指出面板数据模型的回归方法通常可以分为混合效应、固定效应和随机效应三类。混合方法是指不加区分地对任何个体和截面采用混合最小二乘法估计参数。固定效应方法适用于系数效应方向一致、大小相似的情况，细分为个体固定、时点固定和个体时点双固定效应模型。随机效应方法是指将原来固定的系数作为随机变量进行回归。通过检验，本文模型中的随机效应显著，且通过Hausman检验，无法拒绝原假设，故选择随机效应模型。

（二）数据描述

引力模型变量说明、数据来源及系数预期

描述统计量

（三）经验结果分析

1、贸易创造效应

这里采用2000―2015年中新双边贸易与经济数据，运用Stata12计量软件检验中国――新加坡自贸区的贸易创造效应。得到如下结果：

在进口模型中，R2为0.67，表明拟合优度较好。虚拟变量P2前的系数为正，表明“早期收获计划”对中国从新加坡的进口有促进作用，与预期一致，但显著性并不高。而虚拟变量P1前的系数为负，且不显著，但这并不能说明中国――新加坡自由贸易区的建立对中国从新加坡的进口有负的影响，因为林琳，李怀琪（2015）认为 2008年正值全球性金融危机爆发，而新加坡作为主要的贸易型国家，受金融危机的影响比较大，弱化了对于进口的促进作用。此外，中国的ddlGDP在7.5%的显著性水平下显著，说明中国从新加坡的进口与中国的GDP规模即总需求有着较大关系，与经济理论相一致。由于人口的增长对进口的影响有两方面的影响，一是人口增长带来总需求的增长，进口需求会增加，二是人口的增L导致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的进口模型中，人口乘积前的系数为负，且在5%的显著性水平上显著，与我们预期相反。

在出口模型中，R2为0.7，拟合效果较好。虚拟变量P1前的系数为正，且在5%的显著性水平下显著，说明中国――新加坡自由贸易区的建立具有出口贸易创造效应。此外，新加坡的ddlSGDP在1%的显著性水平下显著，说明中国向新加坡的出口额与新加坡的GDP规模有着密切关系，与经济理论相符。

将虚拟变量P1与P2前的系数相比，发现中国――新加坡自由贸易区的贸易创造效应相比中国――东盟自由贸易区较大。由于中国――新加坡与中国――东盟相比，所涉及的贸易范围更广，关税减让力度更大，因此中新两国的经贸合作进一步得到了加深。但二者的系数的都较小，说明贸易的创造效应并没有完全发挥。

2、贸易转移效应

进口贸易数据范文第8篇

【关键词】经济增长 一般贸易出口 加工贸易出口

一、引言

经济增长一直以来都是备受关注的话题，经济增长不仅直接关系到一个国家在世界经济体中所处的地位，同时也关乎着国民生活水平的高低。研究经济增长的理论十分充分，建立的经济增长的模型也有很多种：哈罗德-多马模型得出的结论是一个国家的经济增长率与一个国家的储蓄率呈正比，与该国的资本-产出比呈反比，他们提出的经济增长路径是很难实现的，需要满足的条件是实际经济增长率=有保证的经济增长率=自然增长率，这是难以实现的“刃峰状态”；新古典学派的Solow-Swan经济增长理论通过否定哈罗德-多马模型中资本产出比不变和劳动资本不能相互替代的假设，得出的结论认为，稳态下人均资本可以通过储蓄率的上升，人口增长率的下降和技术进步而增加，从而实现更高水平上的经济增长；内生经济增长理论很好的解释了为什么一个国家可以实现长期经济增长的事实，揭示了技术进步对经济增长的推动作用。

我国的国际贸易发展迅速，在加入世界贸易组织后我国以更开放的心态和政策措施应对国际多边贸易体制，对外贸易进出口出现了快速增长，到2009年，我国成为世界上第一大出口国和第二大进口国。本文将开放经济背景下的国际贸易与经济增长相结合，研究经济增长与不同贸易方式出口的互动关系，比较加工贸易还是一般贸易出口对经济增长的贡献度更大。

二、文献综述

关于经济增长与不同贸易方式进出口的关系，杜运苏（2014）研究结果表明，出口技术复杂度对我国的经济增长有显著的正向作用，但主要是通过一般贸易出口实现，并通过面板分位数回归证实了经济增长与出口技术复杂度间存在互相增强的效应。董彦龙（2011）通过建立广东省一般贸易出口、加工贸易出口与经济增长间的协整关系得出广东省加工贸易出口对经济增长的贡献度大于一般贸易出口对经济增长的贡献度。赵丽佳，冯中朝（2008）研究了加工贸易进口、一般贸易进口与经济增长间的协整关系，研究结果表明我国加工贸易进口与经济增长间存在较为紧密的关系，主要的传导机制是制度变革，而我国一般贸易对经济增长的影响较为迟缓，主要是通过影响人力资本进而对经济增长产生影响。易行健（2006）对我国出口、进口与经济增长间的关系进行了实证检验，实证结果表明我国出口、进口与经济增长间存在着长期稳定的均衡关系，同时，出口增长和进口增长都是经济增长的格兰杰原因。以上的实证结果由于样本选择不同和模型处理方式不同，没有得到完全一致的结果，对于究竟是加工贸易还是一般贸易对经济增长发挥更为持久有力的影响这个问题，不同学者持有不同的观点。但他们一致认为不管是一般贸易进出口还是加工贸易进出口都与经济增长间存在正向关系。

三、基础数据

（一）数据来源

本文进行实证分析的数据是时间序列数据，从《中国统计年鉴》中选取了从1981～2012年的一般贸易出口额、加工贸易出口额、国内生产总值以及以1978年为基期的居民消费价格指数。

（二）数据处理

考虑到我国物价水平在1981～2012年波动较为剧烈，为了剔除价格因素对上述相关变量产生的影响，用1978年为基期的居民消费价格指数对一般贸易出口额，加工贸易出口额和国内生产总值的数据进行了调整，调整方式为分别将一般贸易出口额、加工贸易出口额和国内生产总值的数据除以了以1978年为基期的居民消费价格指数，分别记为aexyt，aexjt，agdp。由于经物价调整后的国内生产总值的波动性仍波动比较大，所以对物价调整后的国内生产总值取对数并记为。在模型的设计中，经济增长的衡量指标为经差分并取对数的国内生产总值。

四、经济计量分析

分析时间序列数据间的关系首先要对这些变量的平稳性进行检验，只有平稳的时间序列间才能建立因果关系，否则会产生伪回归的问题。在5%的显著性水平上对一般贸易和加工贸易出口额，国内生产总值的对数值进行ADF检验，结果表明它们均为I（1）序列。

根据单位根检验结果可知，经济增长、一般贸易出口和加工贸易出口均为同阶单整，满足建立VAR模型和协整方程的要求。为选择最优的滞后阶数，在AC和SIC值最小的情况下，选择滞后1阶，建立模型。该模型的各阶系数均高度显著，且残差不存在自相关，所有的特征值均在单位圆之内，此VAR系统是稳定的。

根据所建立的模型可以建立脉冲响应函数。一般贸易出口的一个正向冲击在短期内对经济增长的正向刺激作用十分显著，并且这种影响会一直持续很长时间，这就表明，在中长期内，一般贸易出口额的上升会刺激经济在相当长时间内的增长。相应的，加工贸易出口的一个正向冲击对经济增长也表现为积极作用，但其影响力度比一般贸易出口小，并且其对经济增长的影响时间要短于加工贸易出口。

根据脉冲响应函数提供的结果，分析得出，加工贸易的技术水平低，生产处于价值链的底端，其出口增值率明显较低。加工贸易具有两头在外的特征，其收益仅仅依赖于加工费的获取，因此，其收益的增值空间比较小。而相对而言，一般贸易涉及的生产环节比较复杂，并且参与一般贸易出口的企业都是生产率水平比较高、盈利能力比较好的企业，从研发到生产销售环节，一般贸易出口企业都亲身参与，它们处于生产价值链的高端，因此，一般贸易出口的增加对经济增长的影响更为明显。

五、结论与政策建议

从长期来看，一般贸易出口和加工贸易出口都会促进经济增长，脉冲响应函数表明，一般贸易出口对经济增长的影响要强于加工贸易对经济增长的影响，这是因为加工贸易的技术水平低，生产处于价值链的底端，一般贸易涉及的生产环节比较复杂，并且参与一般贸易出口的企业都是生产率水平比较高、盈利能力比较好的企业，因此，一般贸易出口的增加对经济增长的影响更为明显。

因此，我国要加快经济结构转型，大力推进技术创新和产业结构的优化升级，鼓励自主创新，推动一般贸易的更好更快发展，将经济增长的推动力放在价值链更高的一般贸易出口上，从中国制造走向中国创造，逐渐摆脱低层次的世界工厂的国际形象。同时，提高加工贸易生产的产业链，提高加工贸易的利润水平。

参考文献

[1]杜运苏.出口技术复杂度影响我国经济增长的实证研究――基于不同贸易方式和企业性质[J].国际贸易问题.2014（9）.

[2]董彦龙.广东省一般贸易出口、加工贸易出口与经济增长的协整分析[J].特区经济.2011（2）.

[3]赵丽佳，冯中朝.加工贸易进口、一般贸易进口与经济增长的关系――一个协整和影响机制的经验研究[J].世界经济研究.2008（8）.

进口贸易数据范文第9篇

联合国贸易便利化与电子业务中心(UN／CEFACT)在本世纪初公布了33号建议书：“建立国际贸易单一窗口及指南”和35号建议书：“建立国际贸易单一窗口的法律框架”。 

国际贸易单一窗口被定义为使国际贸易和运输相关各方在单一登记点递交满足全部进口、出口和转口相关监管规定的标准资料和单证的一项措施。如果为电子报文，则只需一次性地提交各项数据。 

“国际贸易单一窗口”的正式名称是“国际贸易数据系统”(ITDS)。通过对国际贸易信息的集约化和自动化处理，达到国际贸易数据共享和大大提高国际贸易效率和效益的目的。 

国际贸易单一窗口旨在使企业和政府之间的信息流更为畅通和简化，以实用的表达方式使涉及跨境贸易的各方都能更多地从中获益。单一窗口通常由某一主导机构集中管理，使相应政府部门或机构能够根据各自用途接收或存取相关资料。33号建议书还建议各国政府的官方机构应当通过单一窗口协调对其各自的监管行为，并应考虑提供相应关税及税费的支付设施。 

 

一、国际贸易便利化与标准化概念 

 

联合国贸易便利化与电子业务中心(UN／CEFACT)致力于从发达的、发展中的和转型的经济体产品及相关服务有效交流的国际贸易企业和相关行政机构能力的改善。主要焦点在于通过对国际贸易流程、手续及信息流的简化和协调达到国家和国际的国际贸易的便利化，并以此促进全球贸易的增长。其核心是建立全世界范围的方便、快捷、高效国际贸易信息高速公路。从1981年UN／CEFACT第1号建议书“联合国贸易单证样式”(United Nations Layout Key for Trade Documents)到2010年第35号建议书“建立国际贸易单一窗口的法律框架”(Estabfishing a legal framework for intemafional trade Single Window)为止，UN／CEFACT共了33个建议书。 

为了保持本国经济在国际上竞争力，有关国家应当简化和缩减手续、程序、单证，以及相关各方均可接受的其他相关的协商机制。许多国家和国际行业组织都已经提出与国际贸易相关的信息流和物流的改进措施，这些措施包括国际公约、标准、建议和指南。 

国际贸易便利化与标准化 

贸易便利化的目标——为贸易商、相关公共机构和政府机构而促成尽可能简化和高效的国际贸易流程和手续。贸易便利化本身不应当只是一个补救措施，而是一个不断发展的战略计划，随着信息技术的发展，需要一个有针对性的工作计划，涵盖全部国际贸易事务，包括国际贸易运输问题。 

UN／CEFACT33个建议书： 

UN／GEFAGT建议书以及对应的我国国家标准 

 

二、建立我国“国际贸易单一窗口” 

 

国际贸易单一窗口在全世界的使用日益增多，已经有30多个国家和经济体引进这样一项措施。不仅先进的欧美国家， 

日本、俄罗斯、韩国、新加坡甚至非洲的毛里求斯都建立了本国的国际贸易单一窗口。它为各国政府和贸易界双方都带来了可观的效益。 

企业和政府都会因单一窗口的实施获益非浅。对于政府而言，可以促成更好的风险管理、提高安全水准、并随着贸易商遵纪守法情况的改善而增加收益。商界的效益来自对法规解读和运用的透明性和可以预测性，对人力和财力资源更为妥善的调配，使之在生产力和竞争力方面获益可观。 

新加坡的企业通过新加坡国际贸易单一窗口在12分钟就可以办理整套手续，瑞典的企业通过瑞典国际贸易单一窗口办理手续的回应时间只有1分半钟，效率得到很大提高。 

根据UN／CEFACT提供的数据，国际贸易便利化措施每年可为世界贸易节省一万亿美元。 

在许多国家(包括中国)，参与国际贸易的公司经常都要按照进口、出口和转口相关的监管规定编制大量资料和单证并提交给政府主管机关。这些资料和单证往往都必须经由不同的机构进行提交，每一个都有各自专门的(人工或自动)系统和书面格式。这些名目繁多的要求加上其相应的合算成本，对政府和企业都可能构成一系列负担，并且还可能成为国家国际贸易发展的一系列障碍。 

解决这一问题的途径之一就是建立国际贸易单一窗口，国际贸易相关的资料和／或单证籍此只需一次性地在单一登记处提交即可。这就可以提高资料的可用性和可操作性，使企业和政府之间的信息流更为畅通和简化，并能导致相关数据在政府不同部门各个系统间的进一步协调和共享，涉及跨境贸易的各方都会从中获取可观的利益。这一措施的使用会导致官方监管效率和效能的提高，因而改善了资源的利用，使政府和国际贸易商的成本会有所降低。 

在政府机构针对进口、出口和转口交易的必要信息规定中使用数据和报文的国际标准对于国际贸易将会有重大效益。这将确保各项政府申报要求中的数据通用性，并将使各国政府都能互相交换和共享信息，从而进一步简化国际贸易和运输手续。另一个好处就是标准数据集所能提供的稳定性、一致性和可靠性。 

我国国际贸易单一窗口的主导机构 

建立和运行单一窗口的主导机构各国都有所不同，主要根据各国的法律、政治和组织方面的情况而定。主导机构必须是一个非常有实力的政府机构，具有必不可少的战略眼光、高屋建瓴的大局观、法定管辖权、政治背景、财务和人力资源、以及与其他关键部门的协调配合能力。对于中国的国情，商务部就是主导我国国际贸易单一窗口开发和实施最适合的政府主管机构(德国经济部、日本通产省、新加坡贸发局、美国部际委员会)。根据以往我国成立国家贸易程序简化委员会的经验，建议恢复中国国际贸易便利化委员会，吸收外经贸企业协会等公共机构以及进出口企业和国际贸易运输业代表参加，有利于我国国际贸易便利化工作的协调并提高效率。 

我国国际贸易的现状怎么样? 

我国90年代成立了国家贸易程序简化委员会，加上“金关工程”的推动，有过一段国际贸易便利化的轰轰烈烈启动发展期。促进了我国国际贸易在加入WTO以后十年的高速发展，对外贸易总额增长了近5倍(2010年5千多亿美元，2010年近3万亿美元)。 

目前我国的国际贸易经营管理水平与发达国家相比仍有相当大的差距，国际贸易整体效率低、效益差。我个人认为：我国国际贸易在政府管理方面与发达国家滞后10年，主要是现代管理理念滞后和措施落后。严重影响了我国进出口企业国际竞争力。 

建立我国的国际贸易单一窗口 

建立我国的国际贸易单一窗口是我国当务之急。我国要实现从国际贸易大国到国际贸易强国的战略转变，必须学习和借鉴国际先进经验。 

国际标准是国际现代科学技术的结晶。脱离国际标准而空谈我国国际贸易自主创新和增加核心竞争力，只能是贻误我国国际贸易发展的最佳时机。 

建立我国的国际贸易单一窗口将大大提高我国国际贸易的效率和效益，促进我国进出口企业在国际市场的竞争力。我国应该也有能力在2015年前建立我国的国际贸易单一窗口，2018年前将这一措施扩展到主要贸易伙伴国家与自由贸易区。 

我国的国际贸易单一窗口的主要用户是30万家进出口企业、国际贸易运输企业以及国际贸易相关公共机构和政府机构。系统容量在每年3千万份国际贸易合同(韩国国际贸易单一窗口2010年实际工作情况：1万1千家企业、2百万份国际贸易合同)。 

我国的国际贸易单一窗口的用户界面应该是友好和方便的。不论对政府机构、还是企业都应该是免费和方便使用。该项系统投入产出效益很高，政府每年投入几十亿，可以在我国国际贸易中节省几千亿元。 

建立国际贸易单一窗口的环境 

国际贸易单一窗口的引进通常首先就要求进行一项可行性研究并需要分析确定其可能的范围、需求的层次和性质、数据及其他信息要求、法律问题、实施选择(包括可能进行的分阶段实施)、试行的可能性和性质、不同方案下的实施成本、所需的其他资源(人力、技术等)、潜在的利益和风险、时间范围、实施及管理对策。 

 

三、建立国际贸易单一窗口的法律框架 

 

国际贸易单一窗口措施成功实施最重要的先决条件是政府及相关政府部门的政治意愿以及商界的全力支持和参与。还必须制订基本的法律框架，包括引进保密法规，订立信息交换的保密与安全规定。 

35号建议书：“建立国际贸易单一窗口的法律框架” 

建立单一窗口是一个复杂的过程，除了其他措施以外，还要求对已经制订的管辖国际贸易相关信息流的惯常做法有一个全面的审核。这就需要改变和澄清数据交换流程以及与此相关的现行法规。因此，为国际贸易单一窗口形成法定的许可条件，对于要建立这样一项全国性措施和／或寻求与其他单一窗口进行信息交换的国家和经济体而言，就被认为是一项主要的艰巨任务。 

在第35号建议书背景下，国际贸易单一窗口的法律框架被定义成为设法解决单一窗口运行所需国内及跨境贸易数据交换相关法律问题所可能采取的一套措施。 

建立国际贸易单一窗口往往需要对现行法规进行修改，例如，其中包括有关单证的电子化提交，电子签署(包括数字化签署)，用户及报文验证，数据共享，数据的保存、销毀及归档，以及电子证据。但也有可能无需进行重大的法规修订就可建立单一窗口。在任何情况下，现行管辖贸易相关信息流的法规对单一窗口措施的业务和运行模式的选择都会有影响。因此，适时对有关贸易数据交换的现有及潜在法律障碍进行分析是建立和运行国际贸易单一窗口的首要步骤。这样的一项分析应当将单一窗口赖以存在的更为广泛的国际贸易背景都加以考虑。框架的概念指的是设法解决国际贸易单一窗口措施有关法律问题的一个范围和系统化方法。 

所有国际贸易单一窗口运行最基本的要求都是贸易数据信息交换的透明和安全。完备的法律制度，是能够进行数据的收集、存取和分发并且明确具有保密性、抗干扰性及可靠性的机制，使之能够形成一种稳固的基础去运行这项措施，并在各参与方之间建立一种信任关系。 

国际标准的运用是单一窗口实施和运行过程必要和关键的组成部分。给予所配置的服务以可扩展性并确保国际供应链上各参与方之间交易更为简单。由于国际贸易单一窗口的设计针对企业到政府(B2G)和政府到政府(G2G)的关联，就应当注意到其运行具有现行企业到企业(B2B)、B2G和G2G关系解决方案可以联网共用的现实。 

联合国贸易便利化和电子商务中心认为需要有一个完备的法律框架支持国际贸易单一窗口的运行，建议各国政府和从事国际贸易及货物运输各方应当： 

 

 

(a)着手进行一项研究(包括电子商务法律基准和“差异分析”的研究)，以确定一套可能需要采取的适当措施，设法解决单一窗口运行所需国内及跨境贸易数据交换相关的法律问题； 

(b)使用UN／CEFAC十一览表及其指南，确保法律框架中包含有关国内及跨境贸易数据交换最常见的法律问题； 

(c)修订现行法律、规章、政令等，如有必要，设法解决已经确定的法律问题和差异； 

(d)在建立国际贸易单一窗口法定环境的整个过程中，尽可能利用国家标准、国际法律文书、以及软件文件。 

另一个关键要素是数据收集的法定授权。机构是否被授权去收集和(或)查询数据、法定授权(法律、规章、行政命令、管理程序)的司法管辖或起源。 

国际贸易单一窗口措施的运行要快捷、高效，而首先是要合法，这就必须遵循所有相关的国家法规和本国作为缔约方的国际协议。因为各个国家、以及在区域和次区域层面对国际贸易单一窗口运行的管辖规则都各不相同，取决于该措施的实际范围和功能，建立一个符合要求的法律框架的任务，使国际贸易单一窗口措施有效运行，充分满足政府规定和贸易界的业务需求。 

 

四、国际贸易数据简化与标准化 

 

UN／CEFAC了2010年公布了34号建议书：国际贸易数据简化与标准化。 

国际贸易单一窗口必须建立在国际贸易数据简化与标准化的基础上，既建立在国际贸易公约、标准、建议和指南基础上。在这方面我国可以借鉴美国和其他已经建立国际贸易单一窗口的国家的成功经验。 

在许多国家(包括中国)，为遵照国家和国际贸易法规，都要求公司向政府呈递大量的数据和单证。他们还必须与供应商、客户、辅助、金融机构以及第三方贸易中介交换信息。针对这些处理所需的数据元定义通常在各个政府机构之间或商业组织之间很少或没有协调。结果，涉及贸易和运输的公司就必须受制于各种不同的数据规定、单证和专用表格，需要重复呈递类似或相同的信息。 

在国际贸易中，非标准的数据和单证的使用，即国家专用的和／或机构专用的数据，在成本和准确性方面的效率极为低下。这在基于书面体系的情况下也是事实，要求贸易商提供多种和多余的表格。 

进口贸易数据范文第10篇

1我国加工贸易概况

从1981年到2009年加工贸易进出口总额在我国贸易进出口总额中所占的比重超过50%，整体呈上升趋势;加工贸易净出口呈剧烈上升趋势。而其他贸易净出口则呈现递减趋势。据《中国对外贸易战略性进展研究》统计，截至2009年年底我国从事加工贸易的企业共计12.6万家，直接从业人员达3000余万人，约占我国第二产业就业人数的20%。由此可见，加工贸易已经成为我国对外贸易的主要力量，对全国经济增长的贡献功不可没，在我国国民经济体系中占据举足轻重的地位(见下页表1、图1)。自2001年至今，我国贸易顺差逐步递增，至2008年达到2954.6亿美元，2009年金融危机让顺差有所调整。

从贸易结构看，形成顺差的主要有三大块:加工贸易、一般贸易、其他贸易。近10年的数据显示，加工贸易顺差基本逐年提高，而一般贸易和其他贸易几乎均为逆差，这意味着顺差来自于加工贸易，特别是进料加工占比重的96%，增长速度远远高于一般贸易(见下页图2，JG代表加工贸易，YB代表一般贸易)。20世纪90年代以来。加工贸易发展迅速，加工贸易进出口额持续稳定增长，且在对外贸易进出口额中占有相当大的比重。与其他贸易方式相比，加工贸易增长速度快，加工贸易进出口总额从1990年的441.8亿美元增长到2008年的10534.91亿美元，加工贸易进出口对外贸易中的比重由1990年的29.2%上升到57.6%。同时，加工贸易出口增长速度明显快于进口的增长，并且出口长期大于进口，净出口大幅提高(见下页图3)。

2加工贸易对我国经济增长影响的理论分析

根据亚当•斯密的“剩余产品出路”学说，假定一国在开展国际贸易之前，存在着闲置的土地和劳动力，这些多余的资源用来生产产品以供出口，就为本国的剩余产品提供了“出路”。这种剩余产品的生产不需要从其他部门转移资源，也不必减少其他国内经济活动，这样这个国家可以很小的代价，根据国际市场的需求而不需按照国内资源的供给优势或比较成本来安排出口生产，从而打破国际专业分工限制，利用闲置能力来促进经济增长。

在一国存在闲置资源的情况下，加工贸易净出口增加会导致国民收入成倍地增加。当利用剩余的资源生产加工贸易产品并出口时，获得货币收入，这会使生产加工贸易产品的劳动者的收入增加，从而刺激消费和投资。根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，最终使得由一次性的静态贸易利益增加的国民收入总量会等于最初增量的若干倍。若再考虑由于生产的扩大产生的规模经济效应时，加工贸易对经济增长的作用会进一步扩大。与此同时，加工贸易缓解了中国劳动力有余而原材料不足的矛盾。中国的工业化进程受到生产要素不均衡的严重束缚，加工贸易是全球化条件下一国参与国际分工的重要途径，是推进工业化的一条新道路。据统计，目前中国加工贸易企业直接就业人员在3000万以上，加上依托贸易从事配套产业和服务业的就业人员总计达4000万以上。另外，加工贸易带来许多具有竞争优势的新产业，这无疑增加了中国国内的就业岗位，缓解了就业压力，促进了社会的安定与和谐［3］。

此外，从近几年来加工贸易和直接投资的关系来看，直接投资有一定加工贸易倾向，同时加工贸易的迅速发展，又促进了外商直接投资的增加，从而为国民经济的发展提供了资本积累。我国引进外资、发展加工贸易，有可能带来先进技术，产生技术外溢，进而带动东道国产业的技术进步。由于加工贸易“两头在外”与其投资主体大多是先进技术的携带者等特点，它为发展中国家提供了一个从其他国家学习的渠道。通过加工贸易的技术扩散，能够减少学习成本，提高学习效率，在技术发展和技术升级的阶梯上得以提升。

3加工贸易对我国经济增长影响的实证分析

以上理论分析了加工贸易对我国经济增长的影响，那么加工贸易对我国经济增长的影响程度有多大?下面就用Eviews3.1软件进行实证分析。

3.1经济指标数据的选取

加工贸易影响经济增长的方式主要有两条:一是与加工贸易进出口总额有关;二是与加工贸易净出口有关。因此，从这两个方面来实证分析加工贸易对经济增长的影响，即加工贸易出口与进口总额对经济增长的影响，和加工贸易净出口对经济增长的影响。为实证分析浙江加工贸易对经济增长的影响，将选取的变量为国内生产总值(GDP)、加工贸易进口额(IM)、加工贸易出口额(EX)，且都以亿美元为单位［4］。用于分析的数据全部来自《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站和中国加工贸易指南网，样本数据为1989年至2009年的年度数据(见表1)。模型中各变量的含义是:IM代表加工贸易进口额，EX代表加工贸易的出口额，ALL代表加工贸易总额，NET代表加工贸易的加工贸易净出口额。

通过对以上数据的观察，发现GDP分别与加工贸易进出口总额、加工贸易净出口之间呈非线性关系。通过散点图(见图4、图5)比较分析，趋势线最接近于对数形式，所以对原变量取对数，并通过Eviews3.1用最小二乘法运算，建立对数模型:lnGDP=3.819575+0.722307lnALL(1)lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX(2)通过回归方程(1)、(2)中GDP总额对加工贸易进出口总额、加工贸易净出口的简单回归模型，自变量(GDP)和常数项的回归系数t都小于0.05，表明加工贸易出口GDP的影响是显著的。GDP与加工贸易出口总额的复相关系数为0.954246，与加工贸易净出口的复相关系数为6.147649。回归方程的F也都小于0.05，也达到了较高的显著性水平．以上分析表明:我国的加工贸易进出口总额、净出口额与GDP总额之间都具有很密切的正相关性，而且拟和优度很好，说明加工贸易出口规模的扩大对经济增长具有促进作用，对我国GDP具有较强的推动作用。又由于加工贸易的发展对我国国民经济的体现主要在出口创汇方面，所以在此选取加工贸易净出口额作为加工贸易的数据，GDP作为经济增长的指标作如下计量分析。

3.2净出口额和我国GDP的计量分析

3.2.1平稳性及协整分析

为消除异方差，对各变量取自然对数，分别记为lnGDP、lnIM、lnEX，lnNEX，其中，GDP为国内生产总值，IM为加工贸易进口，EX为加工贸易出口，lnNEX为加工贸易净出口。

(1)单位根检验。

在进行经典的回归分析时，要求所用的时间序列数据必须是平稳的，以避免由于“变化趋势”存在而导致的“伪回归问题”。但大多数情况下，时间序列都是非平稳的，不满足经典回归分析中对数据平稳性的假定。计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用ADF方法进行检验，检验结果见表2。从检验结果看，原始序列、一阶差分序列ADF的值大于临界值(10%)，说明原始序列及一阶差分序列都是非平稳的二阶差分序列，ADF的值小于临界值，可以认为经过两次差分后序列达到平稳，即lnGDP、lnEX、lnIM都是二阶单整序列，它们之间可能存在协整关系。

(2)协整检验。

单位根检验表明，加工的净出口及GDP的对数序列数据都是二阶单整的，所以它们存在一个平稳的线性组合，即加工的净出口及GDP之间应该存在长期的稳定关系，做出其趋势线，如图6所示。可见加工贸易净出口的对数和我国GDP的对数有相同的趋势，所以有理由相信它们之间存在长期的协整关系，下面通过对式(2):lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX的残差做单位根检验，看是否平稳。如果平稳，即两者之间具有长期的关系。协整检验的结果见表3。

由表3可知，ADF值通过10%临界值，所以可以近似看成它是平稳的。协整方程如下:lnGDP=6.147651+0.54688lnNEX从协整方程可看出，经济增长与加工净出口呈正相关关系，且经济增长的弹性为0.54，即加工贸易净出口增长1%将导致经济增长0.54%。3.2.2误差修正模型的建立由上可知，存在协整关系的非平稳变量的非均衡误差是平稳的。根据格兰杰定理:如果若干个非平稳变量存在协整关系，那么这些变量必有误差修正模型表达式存在。因为本文的两个变量都是二阶单整，所以，设误差修正模型(errorcorrectionmodel)如下:D2(lnGDP)=β0+β1D2(lnNEX)+β2ECM－1+u根据式(2)可求出ECM的值，再代入上式用最小二乘法即可求得，该方程为:D2(lnGDP)=0.0036+0.1069D2(lnNEX)+－0.2713ECM－13.2.3格兰杰因果关系检验协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果关系检验可以解决此类问题。对各变量的因果关系检验结果如表4所示。

格兰杰检验结果表明，加工贸易净出口是GDP增长的格兰杰原因;GDP增长不是加工贸易净出口的格兰杰原因。综合以上所有的实证部分，可以看出，加工贸易顺差额与代表经济增长的GDP都是不平稳的经济变量，但从单位根检验中得出，其都符合二阶单整，且残差平稳，所以加工贸易顺差额和GDP存在长期的协整关系，并通过误差修正模型说明也具有短期的平稳关系，最终加工贸易顺差额还是GDP的格兰杰原因，说明两者之间的正相关性是存在的。

4总结

进口贸易数据范文第11篇

Abstract: As China's rapid economic growth in recent years, the constant optimization and upgrading of industrial structure there has had many new problems in international trade issues. This paper analyzed the inflence of deterioration of commodity terms of trade and changes of income trade terms to China's manufactured goods trade, taking China's trade in manufactures and terms of it, and at the same time, it gave analysis and forecasting for commodity terms of trade, income terms of trade and the changes in exports of manufactured goods in the next years.

关键词: 价格贸易条件;收入贸易条件;灰色预测模型

Key words: terms of trade;income terms of trade;gray prediction model

中图分类号:F224.9 文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)05-0108-03

1贸易条件介绍

贸易条件对于在传统的国际贸易理论框架中常以商品的贸易条件作为一国在一定时期内出口盈利能力(相对于进口)或贸易利益的衡量指标。实际中常用的贸易条件有两种不同形式,即价格贸易条件、收入贸易条件,两者从不同的角度衡量了一国在国际贸易中的盈利情况。

1.1价格贸易条件价格贸易条件即一国出口商品与进口商品的交换比价,又称净实物贸易条件(Net Barter Terms of Trade,NBTT)。其公式如下:

NBTT=Px /Pm(1)

式(1)中,Px为出口商品价格指数;Pm为进口商品价格指数。其经济学含义为:随着出口商品相对于进口商品价格的变化,出口每单位商品所能换回的进口商品的数量。

1.2 收入贸易条件由于出口商品的整体进口能力对一个国家更为重要。所以,与一国出口数量相联系的收入贸易条件(Income Terms of Trade,ITT)便被引入到研究中来。其公式如下:

ITT=Qx(Px /Pm)(2)

式(2)中,Qx为出口量指数,收入贸易条件衡量的是出口对进口的购买力,反映了一国绝对进口能力的变化。

2国内学者研究现状

近年来国内外学者王如忠[1](1999)利用世界银行的数据对我国贸易条件变动的基本趋势进行实证分析发现:我国以1980年为基期的1980~1994年价格贸易条件基本呈现出恶化的趋势,但因为出口数量的大幅度增加,收入贸易条件指数则在不断改善。赵玉敏[2]等(2002)以1995年为基期,计算了我国1993~2000年的价格贸易条件,他们的结论是:我国整体贸易条件下降13%,其中制成品贸易条件下降是导致我国整体贸易条件下降的主要原因。赵勇[3](2004)提出,由我国海关统计,并采用拉斯帕尔氏公式编制的贸易条件指数看,1993~2003年我国出口价格指数上升了4%,进口价格指数上升了19%,我国的价格贸易条件出现恶化。张根能[4]等(2005)指出,若以1995年为基期,1990~2002年间我国贸易条件指数总体上也是呈下降趋势(其间1994年、1997年价格贸易条件指数是上升)。崔津渡、李诚邦[5](2006)对我国1995~2005年的对外贸易条件进行了较为深入的分析,结论是:尽管价格贸易条件是在恶化的,但由于出口数量的持续不断增加,使收入贸易条件指数背离于价格贸易条件指数的变化,2004年和2005年明显改善。林丽、张素芳[7](2005)研究发现我国近十年来进口价格指数总体呈上升趋势1994~2002年上升41%,而同期出口价格指数下降了11%,导致价格贸易条件指数曲线持续地向右下方倾斜,呈现明显的恶化趋势,总体下降幅度达37%。高凌云、程敏[8](2006)通过分析得出了贸易条件趋势性的分析,但在具体数据预测上还较少,因此,本文在对1980~2005年这26年的价格贸易条件与收入贸易条件的变动情况进行分析的同时,对其今后一个时期内的变动数值进行了预测。

3我国改革开放后的贸易条件的变动情况及分析

3.1 我国改革开放后的贸易条件的变动情况根据拉斯佩雷斯(E.Laspeyres)的基期价格加权指数,对我国改革开放后的出口与进口商品的价格根据公式:L=■进行指数化。就指数化后的商品贸易体条件来说,如果在报告期出口一单位商品所能换回的进口商品比基期增加或减少了,则认为贸易条件改善或恶化了。根据改革后我国进出口商品的相关数据计算得出如表1所示的数据。

3.2 我国改革开放后的贸易条件变动原因分析

3.2.1 国内市场对进口商品的需求增长近些年,国内经济快速增长及产业结构加快升级,带动了先进技术设备和资本密集型产品需求的上升。随着人民生活水平的提高,对进口高档消费品的消费能力日趋强劲,市场需求高级化。随着工业化程度和经济外向型程度的提高,国内资源的短缺状况越来越严重,对国外原料、中间产品的依赖程度越来越高。国内市场对进口商品需求的增长,引起进口价格的持续上升。

3.2.2 跨国公司施行“价格转移”策略外商投资企业为了达到减轻所得税负、转移资金和利润、逃避管制等目的,往往采取高价进口中间产品、原材料、机器设备,而低价出口制成品的策略,在一定程度上提高了我国进口品的价格却降低了出口品的价格。在外商投资企业占我国进出口总额比重达55.5%的情况下,其“转移价格”直接导致了我国价格贸易条件的恶化。

到目前为止,大多数外商投资企业都偏向于从中国之外采购中间产品,这使得外商投资企业进口居高不下,外商投资企业依靠母公司内部采购的方式对中国进口产品的价格有极大影响。有资料显示,在华投资的大型跨国公司依靠母公司内部采购的比重平均为30. 4%;欧盟、美国、日本在华投资企业依靠母公司内部采购的平均比重分别是50%、29. 4%和25% 。跨国公司的采购是服从其全球市场发展战略的,不但会优先考虑从其公司内部采购,而且使用有别于国际市场交易收入的内部转移收入,特别是存在高估进口收入的可能。

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3.2.3 出口企业恶性价格竞争我国出口的产品以低附加值的劳动密集型产品为主,大多数产品面临近似完全竞争;另一方面,由于产品技术更新能力薄弱、品牌核心价值低、同质性替代性强等因素的影响,我国企业在国际市场竞争中主要采取了价格竞争的手段,大部分出口商品价格不断下跌。出口商品的恶性价格竞争不仅使我国丧失了应得的贸易利益,而且还使我国企业屡屡遭受别国的各种市场准入限制,譬如反倾销制裁等等。

3.2.4 外商直接投资的影响1980~1996年收入贸易条件指数与价格贸易条件指数的变化趋势大致相同。1997~2005年,由于出口数量的持续不断增加,收入贸易条件指数背离于价格贸易条件指数的变化,但始终在基准线附近变动,2002年以后出口数量的大幅度上升,使得收入贸易条件明显改善。其中,出口数量增长的一个重要推动力量是我国大规模的加工贸易产业。加工贸易,即进口零部件和生产设备,经加工增值后再出口。加工贸易在经过20多年的发展壮大后,已占我国进出口贸易的半壁江山,加工贸易的兴起,迅速地推动了我国出口数量的增长。

3.2.5 政策因素的影响2002年为预防出口因世界经济复苏形势不明而可能出现的滑坡,我国提早进行了政策准备,明显加快了出口退税进度,加大了对企业出口的信贷、税收、国际结算和保险等方面的支持力度,采取措施帮助企业开拓国际市场,并积极应对以减轻反倾销带来的负面影响,进一步放宽了对企业从事进出口经营活动的准入限制,形成了有利于出口良性发展的政策环境。2002年以后由于我国劳动生产力不断提高,出口产品的生产能力不断增强,在局部范围内对出口国形成了商品倾销的现象。中国政府为了在一定程度上缓解贸易摩擦对整体贸易状况所产生的不良影响,制定了一系列限制存在倾销可能产品出口的政策。在一定上缓解了贸易摩擦的持续,但同时也使得我国的贸易条件受到了不同程度的影响,首先是收入贸易条件增幅减小,其次是价格贸易条件波动明显,并出现了持续恶化的现象。

3.2.6 R&D的影响R&D对收入条件的影响主要是通过三个方面体现:第一,R&D投入提升了我国出口产品的技术含量,从而提高我国出口产品的价格水平,进而改善价格贸易条件。第二,R&D投入很大程度上提高了单位时间内出口产品的生产数量,从而提高我国的出口量指数,提高整体出口产品价值总额,进而使收入贸易条件得以改善。第三,高技术含量的产品的数量和种类随着我国对于研发投入地增加而得到大幅提高,这一状况的改善,直接影响到国内消费者对于国外类似产品的需求水平。原来国内没有的产品种类的出现,类似产品的国内的大量生产都会减少国外同类产品的进口量,从而在改善价格贸易条件的同时,也对收入贸易条件进行了改善。

4贸易条件的变动预测

4.1 价格贸易条件的变动预测由于我国贸易条件的变动呈现指数化增长趋势,但其增长的原因却是受到我国鼓励出口的贸易政策,以及汇率低估,外商直接投资,加工贸易,研发投入增加等多方面因素的影响,因此根据灰色预测系统理论对我国2010年前的价格贸易指数和收入贸易指数进行预测。

4.1.1 价格贸易条件的预测由统计资料分别选取1980,1985,

1990,1995,2000,2005 年的价格贸易条件,如表2所列。

设GM(1,1)预测方程x (0)(k)+ax(1)(k)=b其中:

x (0)=(x (0)(1),x (0)(2),x (0)(3),x (0)(4),x (0)(5),x (0)(6))

x (1)=(x (1)(1),x (1)(2),x (1)(3),x (1)(4),x (1)(5),x (1)(6))

X的1-AGD序列为:

x (1)=(x (1)(1),x (1)(2),x (1)(3),x (1)(4),x (1)(5),x (1)(6))

=(97.866667,195.306667,289.356667,382.423334,

475.473334,570.67334)

设■+ax(1)=b按最小二乘法求得参数a,b的估计值为:

■=-0.239962 ■=174.57231

■-0.239962x(1)=174.57231

其时间相应方程式为:

■(1)(k+1)=825.366105e0.239962k-727.499438■(0)(k+1)=■(1)(k+1)-■(1)(k)

由此可得以下数据:

2010年价格贸易条件预测值为81.12;2015年价格贸易条件预测值为25.19;2020年价格贸易条件预测值为54.66;2025年价格贸易条件预测值为69.46;2030年价格贸易条件预测值为87.94。如表3所列。

预测结论:由于数据在预测过程中存在时间跨度太长的问题,因此2010年以后各年的数据准确性大大降低,无法用具体数值进行分析。但同样可以从预测的趋势上来对我国2010年以后的年份中的价格贸易条件进行分析。通过数据分析我国在今后一段时间内商品贸易条件依然会呈现一种下降的趋势。而就具体来说2010年我国的商品贸易条件将会下降到81.12的水平。下降的幅度将达到14.7%。这在一定程度上不得不引起我国政府的重视。在调整国内产业结构和减少贸易摩擦的同时更应该多在贸易条件方面加大宏观调控的力度。是我国外贸能和谐健康的稳步发展。

4.2 收入贸易条件的变动预测由于我国价格贸易条件的变动呈现指数化增长趋势,但其增长的原因却是受到贸易政策,汇率,外商直接投资,加工贸易,研发投入等多方面因素的系统性影响,因此根据灰色预测系统理论对我国2010年前的价格贸易指数和收入贸易指数进行预测。由统计资料分别选取1980,1985,1990,1995,

2000,2005 年的收入贸易条件,如表4所列。

设GM(1,1)预测方程y (0)(k)+ay(1)(k)=b其中:

y (1)=(y (1)(1),y (1)(2),y (1)(3),y (1)(4),y (1)(5),y (1)(6))

=(100.245,497.94,1020.44,1866.806667,3508.806667)

设■+ay(1)=b按最小二乘法求得参数a,b的估计值为:

■=-0.616388 ■=139.424386

其时间相应方程式为:

■(1)(k+1)=326.195873e0.616388k-226.195873■(0)(k+1)=■(1)(k+1)-■(1)(k)

由此可得以下数据:

2010年收入贸易条件预测值为2788.4518;2015年收入贸易条件预测值为5164.837;2020年收入贸易条件预测值为9566.4423;2025年收入贸易条件预测值为17719.2077;2030年收入贸易条件预测值为32819.9667。如表5所示。

预测结论:根据预测的数据可以得出我国贸易的收入条件从2010年到2030年的系统变动的预测值,通过趋势分析可以看出,我国对外贸易中的收入贸易条件在未来一段很长的时期内还会呈现出指数型增长的变动趋势,这与我国的孤立贸易实施促进外贸积极健康发展的宏观经济政策是分不开的。作为拉动经济的三大因素之一,我国始终都把通过对外贸易来改变国民福利水平放在极其重要的位置上。同时随着我国的产业结构调整,出口产品会逐渐集中到附加值更高的资本密集型与技术密集型的行业,在很大程度上会支持收入贸易条件的进一步提升,同时,也在一定程度上改善着收入贸易条件。在对我国收入贸易条件进行预测的过程中由于时间跨度较大,因此在预测其内会遇到多种外界无法预测的因素影响,但就2020年的预测数据来数,则其数值在很大程度上相比较以后各期是较为准确的。即2010年我国的商品收入贸易条件指数(以1980年未基期)将达到2788.4518比2005年上涨69.8%。

5结论

我国现价段处于工业化过程的中期,是一个发展中国家。而在这样的条件下,全球的社会化分工存在着的不平等使得大部分发展中国家只能占据低端制造业的生产市场,这样必将使得发展中国家在贸易中的价格贸易条件不断恶化。这点早在60年代许多经济学家已经是证明了的。但我国作为一个发展中的大国又有其独特的优势,即人力资源,市场资源,以及潜在的技术资源等等。这就要求我们要理性地看待这些价格贸易条件的恶化,并从中发掘我国贸易进一步发展的机遇。

参考文献:

[1]王如忠.贫困化增长――贸易条件变动中的疑问[M].上海: 上海社会科学院出版社, 高等教育出版社, 1999.

[2]赵玉敏.总体趋于恶化――我国贸易条件变化分析[J].国际贸易, 2002,(7).

[3]赵勇.对我国贸易条件状况的分析[J].当代经济,2004,(7) .

[4]张根能,徐丽秋,徐瑞平.我国贸易条件变化的综合分析[J].经济与管理研究,2005,(8).

[5]崔津渡,李诚邦.我国对外贸易条件:1995 年~2005 年状况分析[J].国际经济合作,2006,(4).

[6]张燕生. 我国加工贸易未来转型升级的方向[J]. 宏观经济研究,2004,(2).

[7]林丽,张素芳,1994-2002 年中国贸易条件的实证研究[J].国际贸易问题,2005,(11).

[8]高凌云,程敏.FDI与R&D投入对我国收入贸易条件的影响[J].经济理论研究,2007.

[9]董国辉.“贸易条件恶化论”的论争与发展[J].南开经济研究,2001,(3).

[10]刘思峰,党耀国,方志耕.《灰色系统理论及其应用》[M].科学出版社,2004.

[11]UNCTAD. Trade and Development Report[R]. New York:UNCTAD, 2002.

进口贸易数据范文第12篇

【关键词】 再出口;计价;转口贸易;统计差异

战后中美之间的贸易是从20世纪70 年代初才开始发展,特别是80年代中国改革开放以来,中美贸易得到了迅速的发展。随着中美贸易的迅速增长,中美已互为主要贸易伙伴,中美贸易关系也已成为中美关系中的主要关系。从90年代中期以来,中美贸易出现了越来越大的不平衡。2000年,中国取代日本成为美国最大的贸易逆差来源国。按照中国的统计,2005年,中美贸易顺差达到1141.7亿美元;按照美国的统计,美中贸易逆差超过2000亿美元。随着中美贸易的迅速增长和贸易不平衡的逐步加剧,中美贸易摩擦也不断增多。导致两国贸易摩擦的原因有很多,其中很重要的一点就是两国在贸易统计数据上的差异。1984年以前,中美两国贸易统计数据没有大的出入。

此后,双方数据差异越来越大。按美方统计,其对华贸易逆差始于1983年,为3亿美元,1996年攀升到395.2亿美元。据中方统计,截至1992年中国一直是逆差,1993 年中国有顺差62.7亿美元,逐步上升到1996 年的105亿美元。2006年,据中方统计,其对美国的贸易顺差为1442.5亿美元,据美方的统计,其对中国逆差达到2325.5亿,随着中美贸易规模的不断扩大,其统计差异的绝对量也越来越大,表1是进入2003～2006年中美贸易的统计差异表。

一、统计辖区差异

美国将波多黎各和美属维尔京群岛视为美国海关关境区域,中国将其视为单独行政区域。在东向贸易(中国出口至美国)中,中国在出口统计中将其单独列出,未包含在与美国的贸易统计之中,美国则视其为从中国的进口。在西向贸易(美国出口至中国)中,美国将从以上两个地区出口的产品包含在其出口总额中,中国则没将其包含在进口额中,由此产生中美双贸易统计上的差异。

二、再出口差异

在东向贸易中,中国出口统计中包括非原产于中国但经中国再出口至美国的货物,美国将这些货物统计为自原产地而非中国的进口。在西向贸易中,美国出口统计中包含非原产于美国、但经美国再出口到中国的货物;中国的进口统计将其记作自原产地而非美国的进口。既然此部分货物不是“美国商品”,应将其从美国出口数据中剔除。

三、中美双方在统计计价方法上的差异

加工贸易在中美贸易中占有很大的比重,加工贸易中的这些商品通常因中间商加价行为导致美方的进口报关价格高于中方的出口报关价格。通常的做法是:中国企业从境外(也包括美国)进口原辅材料、零配件、包装物料等,经加工或装配后,再将产品出口至美国。中国加工企业通常通过中间商接收订单并将加工后的商品转卖给美国买家。中国加工企业的出口报关价格往往是中间商的较低买进价格,美国买家的进口报关价格则是经中间商加价后的较高卖出价格,中方统计的出口额就远远小于美方统计的进口额。

四、经由香港转口贸易的影响

所谓转口(re-export)亦即香港买家依法取得某批进口商品的所有权后随即售出,运送给第三国家或地区的另一个买家。香港买家将进口商品再出口前,或会略微加工,不影响商品性质,故不会把香港变成原产地,这种转口使中美双边的贸易统计数据出现差异。美国方面在计算进口时,由于美国海关追查所有进口商品,包括转口商品的产地来源,美国的进口数据应该己经包括了直接进口和间接进口,无需另加转口。现实中,中国使用的是目的地原则,往往不统计部分经由香港对美国转口商品,如果这部分转口在中美贸易中微不足道,或可忽略,现实中刚好相反。香港经济研究中心学者 Fung and Lau()根据香港贸发局提供的数据研究后发现,以2000年为例,美国有61亿美元的制成品经由香港转口到中国内地,占美国对中国出口官方数据的37%。

除了以上四个方面的主要因素外,出口商品运输时滞的存在,也使得中美双方对进出口额的统计会出现差异,也导致双方所统计的贸易顺差规模会出现差异。在以上分析的基础上,本文得出的结论是:由于现实中中美两国进出口贸易计价方式不同,造成双方贸易统计数存在差异;经由香港的转口贸易和香港转口贸易加价致使美中贸易逆差高估,剔除以上两因素的影响,美中贸易逆差会有一定程度的减少;加入WTO后中国极大的开放了服务贸易领域,美国对华服务贸易出口持续快速增长,中美服务贸易额持续上升且美方一直保持顺差,考虑到美国对华服务贸易顺差因素,双方关于贸易顺差的统计差异会大大降低。

参考文献

进口贸易数据范文第13篇

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。

进口贸易数据范文第14篇

[关键词] 图书 进出口 贸易 竞争力

[中图分类号] G230 [文献标识码] A [文章编号] 1009-5853 （2013） 02-0010-04

图书是开展国际文化交流的重要载体。近十余年来，随着我国国际文化交流的继续扩大，“走出去”战略的有力实施，图书对外贸易获得长足发展。在2000―2011年期间，出版物经营单位图书出口名义金额由1233.7万美元增加到3276.6万美元，增长近1.7倍；进出口总额由3664.1万美元扩大到14943.5万美元，增长近3.1倍。与此同时，图书进口也由2430.4万美元增加到11666.9万美元，增长3.8倍；贸易逆差由1196.7万美元扩大到8390.3万美元，增长6倍。面对这种进出口金额、贸易总额和贸易逆差同时增长的情况，如何规范、科学地衡量我国出版图书的国际竞争力，准确评价其现实地位与变化态势，已日渐引起有关管理部门、业内有关人士和研究者的注意，对进一步推动出版“走出去”、开拓国际市场、提升我国图书出版产业实力，均应不无裨益。

1 已有研究述评

就本文所见，以对我国图书出版国际竞争力的衡量路径为划分标准，已有研究可分为两种类型。第一种为因素综合，源出管理学或商学范式，多以迈克尔・波特的竞争优势理论为依据或借鉴，分析列举国际竞争力的各项构成或影响因素，构建评价指标体系，再对各指标数据进行汇总或综合分析。如蔡继辉以生产要素、需求状况、相关辅助产业、出版企业战略和政府行为5大要素系统构成分析框架，提出了23个竞争力要素指标，主要使用2002年数据衡量，比较了中国、美国、英国、德国、日本5个国家的出版产业国际竞争力[1]。又如徐春生以生产要素竞争力、需求要素竞争力、企业经营管理状况、相关产业状况和环境、国际贸易竞争力状况5大要素，构建起一个包含16项评价指标的指标体系，主要利用2005年数据，通过灰色关联分析测定，比较了中国、美国、英国、德国、法国、加拿大、俄罗斯、澳大利亚、日本和韩国10个国家的图书出版产业竞争力[2]。

第二种源自经济学范式，依托贸易实绩，利用产品或服务的进、出口数据构建、计算各种指数，进而揭示该产品或服务及其所属行业的国际竞争力。如李敏鹤使用联合国教科文组织International Flows of Selected Cultural Goods and Services 1994―2003和国家统计局《国际统计年鉴》提供的2002年图书进出口数据，计算美国、英国、德国、法国、日本和中国6个国家图书的国际市场占有率、贸易收支差额、贸易竞争力指数和显示性比较优势指数，并据此评估我国图书出版的国际竞争力[3]。

不论采取何种路径，前述研究均表明：我国图书出版的国际竞争力较低或较弱，但上述结论均立足于某一特定年份，未能描述出我国图书出版国际竞争力的变动态势，且结论基本通过数据排序获得，难以就我国图书出版的国际竞争力做出性质判断，亦未与其他商品进行比较。此外，已有研究使用的图书进、出口数据多为海关数据，在原始数据方面亦存在偏差。

有鉴于此，本文拟对2000―2011年我国出版图书的商品贸易国际竞争力进行逐年衡量（受数据采集制约，暂不考虑图书的版权贸易），描述其变动态势，进而与工业制成品及其他杂项制品进行同期比较（根据我国进出口统计分类，图书属于工业制成品中的杂项制品，从全部杂项制品中剔除图书即为其他杂项制品），力求较为立体地刻画我国出版图书的国际竞争力（受各国同口径数据采集制约，暂不进行国际比较），并部分弥补已有研究之缺憾。

2 我国出版图书国际竞争力的衡量

2.1 衡量路径的选择

本文以为，产品或服务在国际市场上的贸易实绩是该产品或服务及其所属行业国际竞争力的集中体现，同时亦是竞争力诸影响因素综合作用之现实结果，依据进出口数据得到的衡量结果反映的应是国际竞争力的实际水平；而因素综合需在指标体系设计过程中仔细区分国际竞争力的体现方式与影响因素，避免将竞争力影响因素混同于竞争力本身，否则得到的衡量结果便只反映国际竞争力的潜力，或预期应达到的水平。鉴于本文关注的是现实而非潜在的国际竞争能力，因此将立足对外贸易实绩衡量我国出版图书的国际竞争力。

2.2 进出口原始数据的选择与采集

我国图书进出口数据有海关商品进出口统计和新闻出版部门统计两个来源渠道。海关商品进出口数据见海关总署编制的《中国海关统计年鉴》（各国际组织提供的图书进出口数据亦多来自海关统计），其图书口径较为宽泛，不仅包括本国出版图书的出口和海外出版图书的进口，还包括海外委托印制图书在印制完成后因交货产生的出口和委托海外印制图书在印制完成后因交货产生的进口。委托印制图书的出口和进口实际上是印刷的出口与进口，并不属于图书出版范畴。因此，海关商品统计中的图书进出口，实际上包括图书出版与图书印刷两个行业的对外贸易情况；由此获得的国际竞争力，反映的也是图书出版与图书印刷两者的综合情况。

新闻出版部门统计数据见新闻出版总署有关部门编制的《中国新闻出版统计资料汇编》，其图书进出口口径较窄，不包括委托印制图书，且长期以来统计对象仅限于具有出版物进口资质的出版物进出口经营单位，至2011年始数据首次公布包括了非出版物进出口经营单位的全国图书、期刊、报纸出口数据。由于海外图书的进口和2004年前我国出版图书的出口，依据规定均需通过出版物进出口经营单位进行，2004年后图书出口业务的开展不再局限于出版物进出口经营单位，因此新闻出版部门统计提供的图书进口额和2004年前的图书出口额即为全国图书进、出口额，属于全国经营单位层面数据；而2004年后的图书出口额则仅体现出版物进出口经营单位的图书出口业务，属于经营单位层面数据，可能低估全国图书出口的实际水平。

鉴于本文探究的是我国图书出版而非图书印刷的国际竞争力，经权衡后选取《中国新闻出版统计资料汇编》也就是新闻出版部门统计的图书进、出口数据，作为计算我国出版图书国际竞争力的原始数据。

工业制成品及杂项制品进出口数据均采自《中国统计年鉴》。

2.3 衡量指标的选取

在国际贸易研究中，主要采用国际市场占有率（MS）、贸易竞争力指数（TC）、显示性比较优势指数（RCA）等指标衡量某种产品或行业的国际竞争力。这些指标各有短长，多结合使用。但是由于除贸易竞争力指数外，其他指标均需用到该种产品的世界贸易总额，而与我国新闻出版部门统计口径相同或近似的世界图书贸易数据难以获得，因此本文只能选取贸易竞争力指数这个单一指标衡量我国出版图书的国际竞争力。

贸易竞争力指数又译“贸易竞争指数”[4-5]“贸易竞争优势指数”[6-8]，又称“比较优势指数”[9] “净出口指数（NE）”[10]“可比净出口指数（NTB）”[11]“贸易专门化指数（TSC）”[12-13]，是指一国某种产品的进出口差额（出口金额减去进口金额）在其进出口总额中所占比重。它可以反映一国某种产品相对于世界市场上其他国家的同类产品是处于生产效率的竞争优势还是劣势以及优劣到何种程度[14-16]，还可以反映该产品及其所属行业的国际分工类型[17]。

显然，若一国某种产品只进口不出口时，该产品的TC=-1；若只出口不进口，TC=1。一般认为，若一国的某种产品或行业TC≥0.8，说明该产品或行业具有非常明显的竞争优势，属强竞争力产品或行业；若0.5≤TC

3 我国出版图书的贸易竞争力指数及其变动

3.1 图书的贸易竞争力指数及其与工业制成品、其他杂项制品的比较

由表1可以看出，在2000―2011年期间，我国出版图书的贸易竞争力指数均小于0，平均值为-0.36，中位数为-0.35，12年中有7年的贸易竞争力指数介于-0.32―-0.47之间。同一时期，图书所属的工业制成品及其他杂项制品的贸易竞争力指数均大于0。工业制成品的平均值为0.17，较图书高出147%；中位数为0.19，高出154%；12年中有7年的指数介于0.10―0.22之间。其他杂项制品的平均值为0.59，较图书高出264%；中位数为0.56，高出257%；12年中同样有7年的指数介于0.54―0.59之间。

原始数据来源：图书进、出口额取自中华人民共和国新闻出版总署：《中国新闻出版统计资料汇编》2001―2012年各年，工业制成品及杂项制品进、出口额取自国家统计局：《中国统计年鉴》2001―2012年各年。

说明：贸易竞争力指数=（出口额-进口额）/（出口额+进口额），其他杂项制品进/出口额=杂项制品进/出口额-图书进/出口额。与图书数据分为两个层面相对应，图书的贸易竞争力指数也同样分为全国兼经营单位（2004年之前）和经营单位（2004年之后）两个层面。

如只保留一位小数，则我国出版图书贸易竞争力指数的平均值和中位数均为-0.4，12年中有9年的贸易竞争力指数介于-0.3 ― -0.5之间.同期工业制成品的平均值和中位数均为0.2，较图书高出150%，12年中有11年指数为0.2或0.1；其他杂项制品的平均值和中位数均为0.6，高出250%，12年中有9年指数为0.6或0.5。

鉴于2004年之后的新闻出版部门统计图书出口数据可能低估全国图书出口的实际水平，本文利用已公布的2011年全国图书、期刊和报纸出口金额推算2011年全国图书出口金额（2011年全国图书出口金额=2011年出版物进出口经营单位图书出口金额×2011年全国图书、期刊、报纸出口金额÷2011年出版物进出口经营单位图书、期刊、报纸出口金额），并据此计算出2011年全国层面的图书贸易竞争力指数为-0.41。该数值虽较经营单位层面的同年数据有较大改善，但仍位于2000―2010年多数年份的取值范围之内。

3.2 图书贸易竞争力指数的变动态势及其与工业制成品、其他杂项制品的比较

就总体态势而言，我国出版图书的贸易竞争力指数在2000―2011年间呈下滑态势，12年中有7年贸易竞争力指数低于2000年，2011年贸易竞争力指数较2000年下降0.23，降幅高达70%；即使采用上文推算的全国层面数据（-0.41），2011年较2000年也下降0.08，降幅亦达24%（与其他杂项制品的降幅基本相同）。同期，其他杂项制品的贸易竞争力指数也出现下滑，12年中有11年指数低于2000年，2011年较2000年下降0.17，降幅23%；工业制成品则与图书及其他杂项制品相反，呈上升态势，12年中有7年指数高于2000年，2011年较2000年上涨0.11，翻了一番。

就变动路线而言，我国出版图书的贸易竞争力指数在经历了2000―2004年的基本稳定、略有起伏后，于2005年迅速提高，2006年达到最大值（-0.15），再于2007急剧下滑至-0.4以下，此后一路走低，直至2011年达到最低值（-0.56）。工业制成品与图书大致相同：先是在2000―2003年间有所下降（2002和2003两年出现最低值0.09），从2004年开始有所回升，2005年后出现较为明显的逐年上升，至2008年达到最大值（0.27），2009年出现明显下降，但仍高于2000年水平，此后保持基本稳定。其他杂项制品则与前两者有所不同：从2000年开始就经历了较为明显的逐年下降，直至2004达到最低值（0.51），此后开始缓慢回升，至2011年达到0.57，仍低于2000年水平。

4 结论

基于以上结果，可得出以下两点初步结论。

首先，不论在经营单位层面还是全国层面，我国出版图书的贸易竞争力指数均低于0，取值多集中于-0.3 ―-0.5之间。以贸易竞争力指数衡量，我国出版的图书具有不明显的竞争劣势，属竞争力差的产品，图书出版业在国际分工中居于输入型垂直分工地位，其国际竞争力与国际分工地位与所从属于的工业制成品（不明显的竞争优势，低竞争力产品，输出型水平分工）特别是其他杂项制品（较明显的竞争优势，较强竞争力产品，输出型垂直分工），不可同日而语。

其次，不论在经营单位还是全国层面，我国出版图书的贸易竞争力指数均在总体上呈现下滑态势。在全国层面，2011年贸易竞争力指数较2000年下降24%，与其他杂项制品的同期降幅基本相同。在经营单位层面，贸易竞争力指数于2007年既已急速降至低于2000年的水平，此后一路走低，已进入明显竞争劣势、竞争力很差或高竞争劣势产品的取值区间；其总体态势同于其他杂项制品，但与工业制成品相反，而具体路线与其他杂项制品并不一致，却与工业制成品颇有近似之处。如以贸易竞争力指数衡量，则我国出版图书的国际竞争力有所下降。个中原因，值得结合图书出版国际竞争力的诸影响因素深入探究。

需要指出的是，本文受数据采集制约，仅用单一指标衡量我国出版图书的商品贸易国际竞争力，获得的结论因此也只能是初步的，有待进一步检验。此外，本文算出的贸易竞争力指数与前述已有研究的同期指数存在质的差异（如李敏鹤计算的2002年我国图书产业贸易竞争力指数高达0.62[21]，而本文同年指数则为-0.32），究其原因，在于该研究用于计算贸易竞争力指数的进出口数据来自海关统计，未剔除委托印制图书。由此可见，使用海关进出口数据计算图书出版的贸易竞争力指数存在极大的高估风险，并可能由此误导相关判断，研究者不可不慎察。

注释

[1]蔡继辉.中国图书出版产业国际竞争力分析[J].出版经济，2004（9）

[2]徐春生.我国出版产业竞争力研究：以图书出版产业为例[D].南昌：南昌大学，2008

[3][21]李敏鹤.我国文化产业国际竞争力比较[D].厦门：厦门大学，2007

[4]刘学忠.我国大蒜国际竞争力的比较分析[J].国际贸易问题，2007（6）

[5]夏晓平，李秉龙.我国羊肉产品国际竞争力之分析[J].国际贸易问题，2009（8）

[6]刘海云，张德进，王全意.我国钢铁业的国际竞争力比较分析[J].国际贸易问题，2004（9）

[7]马建诚，梁工谦，郭永.我国钼产品国际竞争力分析[J].国际贸易问题，2008（9）

[8]彭红斌，王文霞.中国运输服务贸易竞争力研究[J].中共云南省委党校学报，2011（9）

[9][14]刘海云，张德进，王全意.我国钢铁业的国际竞争力比较分析[J].国际贸易问题，2004（9）

[10]郑风田，李茹.我国柑橘国际竞争力的比较优势分析[J]. 国际贸易问题，2003（4）

[11]王寒笑，安玉发.我国鸡肉产品国际竞争力分析[J].国际贸易问题，2008（3）

[12]彭红斌，王文霞.中国运输服务贸易竞争力研究[J].中共云南省委党校学报，2011（9）

[13]谭晶荣，王逸芬.我国小家电产品的国际竞争力分析[J].国际贸易问题，2007（1）

[15]马建诚，梁工谦，郭永.我国钼产品国际竞争力分析[J].国际贸易问题，2008（9）

[16][17][20]张庆圆.中国玉米出口贸易竞争力的实证分析[J].经济研究导刊，2009（19）

[18]刘学忠.我国大蒜国际竞争力的比较分析[J].国际贸易问题，2007（6）

进口贸易数据范文第15篇

[关键词]伯格斯模型；服务净进口；服务净出口；价格贸易条件

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.42.166

1 文献综述

国外理论界关于服务贸易收益的研究大致可以归纳为三类：一是在传统理论框架之内探讨服务贸易自由化所带来的收益；二是沿袭新贸易理论的分析范式，改变完全竞争等传统假设，基于服务差异性和规模经济对服务贸易的收益进行研究；三是从分工和生产专业化角度出发，讨论服务贸易自由化的收益。此外，很多学者对服务贸易自由化的收益进行了实证检验。Dee和Hanslow（2000）发现，如果取消乌拉圭回合中所有的服务贸易和货物贸易壁垒，全球将从中获得2600亿美元的收益，其中1300亿美元来自于国际服务贸易的自由化；Chadha（2000）检验了印度服务行业关税平均下降25%时产生的影响，结果是印度服务贸易大幅度增加，在矿业、食品制造业、纺织业等部门的产出和效率上升，在机器制造业部门则下降；Konan 和 Maskus（2002）近似地预测了突尼斯服务贸易自由化的影响，结果是主要收益来自于金融业、商业服务和电信业三个生产者服务部门。多数学者的研究表明，生产者服务的自由贸易可以增加贸易双方的福利。

货物贸易条件的变化是衡量服务贸易自由化收益的指标之一。综合国内文献来看，对物贸易条件的研究主要集中在三个方面。一是分析各国贸易条件的变动趋势；二是对贸易条件变化的原因进行分析；三是研究影响贸易条件的因素。在贸易条件影响因素方面，主流观点认为经济增长、产业结构、进出口商品结构、外商直接投资、汇率及关税等对货物贸易条件产生了影响，然而从服务贸易角度探讨对货物贸易条件影响的文献不多。张慧、黄建忠（2012）基于伯格斯模型分析了我国1997―2008年服务贸易自由化对货物贸易条件产生的效应，结论表明，总体而言，货物价格贸易条件和单要素贸易条件分别随着服务净进口的增加而相应恶化和平稳改善，但不同服务部门的净进口对我国货物贸易条件的影响不同；黄佳琪、张伟强（2015）对我国1997―2012年服务贸易净进口额和价格贸易条件进行了分析，发现两者之间呈现出较为明显的负相关性，且生产者服务贸易净进口和货物价格贸易条件间的负相关性更强。

由此可见，已有文献主要分析中国服务贸易情况对贸易条件的影响，本文则扩展了考察对象，利用伯格斯模型进一步研究服务贸易自由化对货物价格贸易条件产生的效应。鉴于数据的可得性，本文从七国集团和新兴经济体当中选取15个国家进行分析，这些国家中既有发达国家，又有发展中国家，共同特点是经济发展水平较高，服务贸易发展较快，因此研究其服务贸易差额对价格贸易条件的影响具有一定代表性。

2 伯格斯模型

伯格斯认为，对标准的H-O-S模型做简单修正，就能得到适用于服务贸易的一般模型。伯格斯模型的关键假设为服务是用来生产两种产品的中间产品，而不是最终消费产品。同时，伯格斯模型将H-O-S模型扩展为2×2×3模型，即两个国家、两种生产要素（劳动L和资本K）、生产两种产品和一种服务。该模型说明了不同国家在服务贸易上的特点是如何形成比较优势从而决定商品贸易模式的。

2.1 伯格斯模型的主要内容

如图1所示，首先，假设只有商品可以自由贸易，而服务不可贸易。本国专业化生产产品1，外国专业化生产产品2，这种专业化分工格局由两国要素禀赋差异决定。最初的均衡点在点A，即本国生产y01产品1，外国生产y02产品2，两国互相交换一部分产品后，在点C处进行消费。在两国国内，完全竞争条件和生产要素在部门间的流动能够保证有效率的生产，但是服务上的贸易壁垒阻碍了服务价格均等化。TT曲线代表在一国服务部门产出可以作为另一国产品部门投入的情况下，两国所能生产的最终产品的组合。点A处的斜率表示外国产品2生产过程中服务的边际产出与本国产品1生产过程中服务的边际产出的比率。现在假设服务的贸易壁垒消失，由于在点A处TT曲线的斜率大于UU曲线的斜率，所以本国将出口服务，新的均衡点将移至点B。因此，服务贸易自由化导致世界产出构成发生变化，并使商品的相对价格发生改变。对于本国来说，相对价格曲线变陡，也就是说服务出口国的价格贸易条件改善；而对于外国即服务进口国来说，其价格贸易条件则发生恶化。

2.2 伯格斯模型的结论

2.2.1 提供服务的技术差别是一国商品比较优势的重要决定因素

一个厂商是选择合约经营还是自己提供服务，取决于服务的市场价格和要素价格的相对水平：如果服务价格高于劳动力成本和利率水平（工资和租金），生产厂商就较少依赖服务部门。一旦技术或政策壁垒阻碍了服务贸易，服务就只能由自己提供，且服务只能作为产品生产的中间产品随着产品的贸易进行间接贸易，那么提供服务的技术差别将成为一国商品比较优势的重要决定因素。

2.2.2 服务贸易自由化有利于出口国

由于一国的要素供给固定不变，相对要素存量差别决定了一国的比较优势。对于服务出口国来说，本国具有比较优势的产品产量不变；而对于服务进口国来说，进口的服务促使本国具有比较优势的产品产量增加，从而引起本国产品价格下降，即服务进口国的价格贸易条件恶化。

伯格斯模型说明： 服务贸易提高了世界整体福利水平，但是服务贸易双方未必都能分享到这些增加的福利，服务进口国的贸易条件会恶化。

3 主要国家服务贸易差额与价格贸易条件现状

根据伯格斯模型，可以通过各国的服务贸易差额情况检验其对货物价格贸易条件的影响。服务贸易差额由一国服务贸易出口总额减服务贸易进口总额计算而得，正值表示该国为服务贸易净出口国，负值表示该国为服务贸易净进口国。2000―2013年数据根据《国际收支手册第五版》（BPM5）计算，2014年数据根据《国际收支手册第六版》（BPM6）计算。

贸易条件是衡量一国一定时期在国际贸易中获利能力的综合指标，包括价格贸易条件、收入贸易条件和要素贸易条件三个方面。最初，贸易条件仅指价格贸易条件。其中，价格贸易条件是其他贸易条件的基础。同时，由于伯格斯模型侧重考察的是价格贸易条件，因此本文也选择价格贸易条件来考察服务贸易的影响。价格贸易条件（Net Barter Terms of Trade）又称净实物贸易条件，是一国出口与进口的交换比价，反映单位出口商品的进口能力。其公式为：

式中，Px和Pm分别为出口商品价格指数与进口商品价格指数。NBTT增大，则出口单位商品可换得的进口商品数量增加，价格贸易条件改善；NBTT下降，则价格贸易条件恶化。

如表1所示，2000―2014年，埃及、土耳其、美国、英国和法国五国为服务贸易净出口国，其他国家则一直处于服务贸易逆差状态。而从价格贸易条件指数上看，如表2所示，服务净出口国中的埃及和英国的价格贸易条件有小幅改善，而土耳其、美国和法国的贸易条件则在一定程度上恶化；在10个服务净进口国中，孟加拉、中国、越南、日本和德国贸易条件有所恶化，其他五国贸易条件表现为改善。将这15个国家的两个指标对应来看，服务贸易差额与价格贸易条件指数同向变动年份大于反向变动年份的有土耳其、巴西、中国、墨西哥、尼日利亚、俄罗斯和加拿大；反向变动年份大于同向变动年份的有埃及、美国、英国、法国、孟加拉和日本。

如图2所示，2000―2008年，我服务贸易净进口额在波动中缓慢增长，而2008年以来，服务贸易净进口迅速上升。与此相对应，我国的价格贸易条件在总体上表现为下降，尤其是2002―2008年，下降较为明显。总体而言，服务贸易净进口与价格贸易指数变动趋势相反。

4 实证分析

4.1 模型、数据及方法

4.1.1 模型设定

本文主要研究的是服务贸易差额对价格贸易条件的影响效应，因此选择价格贸易条件作为被解释变量。为了更好地解释价格贸易条件变动的原因，除了将服务贸易差额作为主要解释变量之外，还选取了经济增长、外商直接投资和出口商品结构指数作为控制变量，建立多元回归模型，并借助Eviews8.0对2000―2014年间价格贸易条件的变化情况进行实证分析。

根据上述分析，建立如下回归方程：

在进行实证分析时，通常采用取对数的方式消除样本数据的异方差性，但由于NBTT和RMP是比值数据，而FDI数据中存在负数，不宜取对数，因此保留以上变量的原始数据，仅对NST和GDP两个变量的数据取对数。本文回归模型最终确定为：

式中，α0为截距项，NBTT表示货物价格贸易条件，NST表示服务贸易差额，GDP表示经济增长，FDI表示流入本国的外商直接投资，RMP表示出口商品结构指数，μit为随机扰动项。

4.1.2 样本选择

考虑数据的完整性，本文最终选择了15个国家2000―2014年的截面数据。同时，本文将样本分为服务贸易净出口国、服务贸易净进口国，从这两个角度进行具体分析。其中，服务贸易净出口国包括埃及、土耳其、美国、英国、法国5个国家，服务贸易净进口国包括孟加拉、巴西、中国、墨西哥、尼日利亚、俄罗斯、越南、日本、德国和加拿大共10个国家。

4.1.3 数据说明

货物价格贸易条件指数数据来自于世界银行数据库，其他数据则均来自于UNCTAD数据库。其中，服务贸易差额和经济增长数据单位是亿美元，计量回归时采用自然对数；外商直接投资采用流量数据，单位为亿美元；按照国际贸易标准分类把出口商品分为初级产品和工业制成品。其中，0-4类商品为初级产品，5-9类商品为工业制成品。出口商品结构指数=（工业制成品出口总额/初级产品出口总额）×100。

4.2 净出口国服务贸易与货物价格贸易条件的关系

4.2.1 描述性分析

表3报告了各变量的描述性统计值。FDI是各国差别最大的量。在样本区间内，NBTT最高的为埃及，其均值是127.333，最低的为土耳其，其均值是94.627；lnNST最高的为美国，其均值是6.986，最低的为埃及，其均值是3.778；lnGDP最高的为美国，其均值是11.829，最低的为埃及，其均值是7.250；RMP最高的为美国，其均值是527.573，最低的为埃及，其均值是87.907。

4.2.2 单位根检验

利用LLC、Breintung、IPS、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。由表4可知，只有RMP的水平值是平稳的，但对各序列进行一阶差分后，所有变量均为平稳序列，即所有变量均为一阶单整，可以继续进行协整检验。

4.2.3 协整检验

面板数据的协整检验主要包括Pedroni、Kao和Johansen三种方法，本文采用Pedroni协整检验方法。如表5所示，除Panel-rho以及Group-rho为接受原假设以外，其余都拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑，认为价格贸易条件和服务贸易净出口、经济增长、外商直接投资以及出口商品结构指数之间存在协整关系，可进行回归分析。

4.2.4 回归结果

根据Hausman检验判断应当选择固定效应模型还是随机效应模型。Hausman检验的原假设是个体效应与回归变量无关，应建立随机效应模型。当其对应的P值小于0.05时，拒绝原假设，应建立固定效应模型。本文的检验结果支持了固定效应模型。

利用形式设定检验方法（N=5，k=5，T=14），由于计算出的F1和F2均大于临界值，因此模型采用变系数形式。为减少异方差，本文采用Cross-section SUR加权的GLS估计方法，对固定影响变系数模型进行GLS估计。由表6和表7的估计结果所示，各截面成员影响因素的系数具有显著差异。

首先对各服务贸易净出口国NBTT与lnNST两个变量间的关系进行检验。如表6所示，服务贸易净出口对法国、土耳其和美国具有显著影响，且系数均为负。加入另外三个变量后，如表7所示，回归方程的可决系数由0.6766提高至0.9537，拟合程度更好，但是与表6相比，服务净出口额对价格贸易条件的影响发生了较大变化。只有美国和英国通过了显著性检验，并且土耳其、美国和英国的系数符号均与表6中相反。美国作为世界上最大的服务净出口国，通过服务出口以及服务技术转移改善了自身的价格贸易条件。经济增长对美国价格贸易条件的影响最大，FDI也通过了检验，但影响较小。英国虽然也是服务净出口国，然而其服务净出口额对价格贸易条件的影响为负。

从以上分析来看，仅考虑服务净出口与价格贸易条件的关系时，只有埃及和英国的系数符合伯格斯模型的结论，但是这两个国家均未通过显著性检验；而在加入其他变量之后，埃及、土耳其和美国支持了伯格斯模型，其中只有美国通过了10%的显著性水平检验。由此可知，对于服务净出口国来说，服务贸易与货物价格条件之间不具有单调性。

4.3 净进口国服务贸易与货物价格贸易条件的关系

经单位根检验，所有变量均为一阶单整，并且各变量之间存在协整关系，可以进行回归分析。由于Hausman检验的P值为0.0000，所以仍然建立固定效应模型。回归结果如下。

由表8可知，服务净进口对价格贸易条件具有显著的影响。在10个国家中，只有孟加拉、中国和墨西哥的系数为负，而在其余国家中，俄罗斯的服务净进口额每增加1个百分点，价格贸易条件将增加45.8075个百分点，影响效应最强。如表9所示，方程的拟合程度更好，但是只有加拿大、中国和尼日利亚的服务净进口额通过了显著性检验。加入其他变量之后，除德国外，其他各国系数α1i的绝对值均有所减小，表示服务净进口额对价格贸易条件的影响程度相应降低。

从以上分析来看，仅考虑服务净进口与价格贸易条件的关系时，只有孟加拉、中国和墨西哥的系数符合伯格斯模型的结论，且显著性较强；而在加入其他变量之后，孟加拉、巴西、中国、德国、墨西哥和越南支持了伯格斯模型，但其中只有中国通过了显著性检验。

5 结 论

本文采用面板数据方法检验了服务贸易对货物价格贸易条件的影响。在15个样本国家中，服务净出口与价格贸易条件并非都同向变化，服务净进口与价格贸易条件也没有都表现为反向变动，这与伯格斯模型的结论不符，表明服务贸易对货物价格贸易条件的影响具有差异性。一国的服务贸易情况除了包括服务差额，还包括服务的进出口结构和技术水平等，而价格贸易条件不仅要受到本国各种因素的影响，还要受到一国在国际分工中的地位、主要贸易伙伴国的经济状况以及国际经济环境等多方面因素的影响。

就中国而言，无论是单纯考虑服务净进口与价格贸易条件的关系，还是综合考虑各因素对价格贸易条件的影响，服务净进口的系数均为负，表示随着服务净进口额的增大，我国的货物价格贸易条件在恶化，这符合伯格斯模型的结论。同时，我国GDP每增长1个百分点，价格贸易条件将增长39.9631个百分点；当外商直接投资和出口商品结构指数各增长1个百分点时，价格贸易条件相应分别减少0.0703和0.0205个百分点。可见，经济增长对我国价格贸易条件改善的作用最大。近年来，我国出口商品的数量和质量均有提高，尽管2008年经济危机对世界经济造成了冲击，但是我国的经济仍然维持了较高的增长速度。由于外商直接投资投入我国的出口优势部门即劳动密集型部门，因而对我国的价格贸易条件产生了负向影响，但是随着我国劳动力成本的提高，跨国公司对我国劳动密集型部门的投资逐渐减少，因此系数较小。出口商品结构的影响为负且负效应很小，意味着我国的出口虽然仍以初级产品为主，但出口商品结构不断优化。在今后的发展中，应当进口技术水平较高的服务，不断提高我国服务的竞争力，逐步缩小在服务贸易中的逆差，并由此带来价格贸易条件的改善。此外，还应保证高质量的经济增长、妥善利用外商直接投资并优化出口商品结构。

参考文献：

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