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一、紡織服裝進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模在整固
(一) 紡織服裝出口率先“回暖”
世界金融危機重創(chuàng)世界經(jīng)濟(jì),2008年11月至2009年2月世界貿(mào)易跌入“谷底”,從表1可知,我國的貨物進(jìn)出口貿(mào)易與世界大多數(shù)國家一樣嚴(yán)重“超跌”,2009年1-2月份間我國貨物貿(mào)易進(jìn)出口、出口、進(jìn)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(jìn)出口、出口、進(jìn)口同比分別下降了13.9%、16.0%和11.2%個百分點,結(jié)果好于預(yù)期,為中國GDP增長8.7%、為世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇做出了較大的貢獻(xiàn)。我們從分月統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn),在世界貿(mào)易極為困難的2009年元月份,我國紡織服裝進(jìn)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(fù)蘇的希望。雖然,隨后4-8月份我國紡織服裝進(jìn)出口同比指標(biāo)“二次探底”又回跌到兩位數(shù),但到12月份出口、進(jìn)口、進(jìn)出口同比增長全部“翻紅”。全年紡織服裝出口、進(jìn)出、進(jìn)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(mào)易全年出口、進(jìn)出、進(jìn)出口同比負(fù)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(dá)到1670.6億美元,出口貿(mào)易依存程度達(dá)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(xiàn)的。
(二)紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢
紡織服裝是我國重要的工業(yè),也是我國對外開放最早、最多利用外資的產(chǎn)業(yè),通過引進(jìn)技術(shù),我國紡織服裝工業(yè)的比較優(yōu)勢凸顯,并通過轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易增長方式,國際競爭優(yōu)勢越來越明顯。從表1可知,2009年我國紡織服裝進(jìn)出口貿(mào)易總額是1838.9億美元,占全國貨物貿(mào)易比重為8.3%,其中出口高達(dá)1670.7億美元,占全國貨物出口貿(mào)易的13.9%;進(jìn)口僅為168.2億美元,占全國貨物進(jìn)口貿(mào)易比重的1.7%;貿(mào)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(mào)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(mào)易卻創(chuàng)造了接近4/5的貿(mào)易順差價值。我國紡織服裝呈現(xiàn)“高出低進(jìn)”態(tài)勢是由于產(chǎn)業(yè)的國際競爭力所決定的。在世界上通常用某一產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易差額與某一產(chǎn)業(yè)的進(jìn)出口貿(mào)易額的比率所表示的國際競爭力指數(shù),也叫TC指數(shù),若指數(shù)為負(fù)值,表明該類商品為凈進(jìn)口,不具備國際競爭力;若指數(shù)為正值,表明該類商品為凈出口,具有較強的國際競爭力。經(jīng)過計算,我國2009年紡織服裝TC指數(shù)為0.82,昭示我國的紡織服裝在國際市場上繼續(xù)保持極強的國際競爭力,進(jìn)一步確立我國世界上最大的紡織服裝生產(chǎn)大國和出口國的地位。
二、紡織品服裝出口貿(mào)易方式在改善
(一)一般貿(mào)易快速發(fā)展
我國的紡織服裝出口由來已久,但快速發(fā)展則得益于對外開放政策,我國抓住了20世紀(jì)80、90年代世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的機遇,“大進(jìn)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(fā)展加工貿(mào)易,我國紡織服裝出口貿(mào)易進(jìn)入蓬勃發(fā)展、全面提速的時代。 1994年出口貿(mào)易額達(dá)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(dá)到1852.2億美元,是1994年的5.4倍,創(chuàng)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(shù)壁壘、綠色壁壘之后,SA8000社會責(zé)任的困擾,成為貿(mào)易保護(hù)主義貿(mào)易的重災(zāi)區(qū)。因此,我國紡織品服裝貿(mào)易亟待轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式,大力發(fā)展一般貿(mào)易。從上表可以看出兩點:一是紡織服裝進(jìn)出口一般貿(mào)易率的同比增長,進(jìn)口10.34%、出口-5.83%、進(jìn)出口貿(mào)易-5.43%,明顯好于我國貨物貿(mào)易的一般貿(mào)易率,2009年我國貨物貿(mào)易一般貿(mào)易率進(jìn)口、出口、進(jìn)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(jìn)口、進(jìn)出口總額中的一般貿(mào)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(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式從擴大一般貿(mào)易開始突圍并取得了較好的成效。
(二)加工貿(mào)易降幅較大
2006年9月14日財政部、國家發(fā)展改革委員會、商務(wù)部、海關(guān)總署、國家稅務(wù)總局等五部委聯(lián)合《關(guān)于調(diào)整部分商品出口退稅率和增補加工貿(mào)易禁止類商品目錄的通知》,意在扼制加工貿(mào)易過快增長。從表3可以看出三點:一是我國2009年加工貿(mào)易的紡織服裝進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的較之2008年有兩位數(shù)的降幅,降幅大于全年紡織服裝貿(mào)易和紡織服裝一般貿(mào)易的降幅,說明我國紡織服裝貿(mào)易應(yīng)對金融危機調(diào)整了增長方式。二是2008年紡織服裝加工貿(mào)易的進(jìn)出口、出口同比是正增長,而2009年進(jìn)料加工進(jìn)出口、出口同比下降了12.2%,來料加工進(jìn)出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;說明我國調(diào)整紡織服裝加工貿(mào)易的力度在加大。三是來料加工和進(jìn)料加工同屬加工貿(mào)易,我國紡織服裝來料加工進(jìn)出口、出口、進(jìn)口的同比降幅大于自營業(yè)務(wù)的進(jìn)料加工分別是7.03、7.51和6.92個百分點,彰顯我國調(diào)整貿(mào)易方式是有序的。
三、紡織服裝出口的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)在優(yōu)化
(一)紡織服裝出口的增速放緩
我國要優(yōu)化紡織服裝出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu),需要適當(dāng)減少紡織品出口、增加服裝出口的比重,適當(dāng)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(chǎn)品結(jié)構(gòu)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(diào)整與振興政策。三是就服裝分類產(chǎn)品而言,針織服裝中絲織針織服裝降幅最大,出口數(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(fù)貿(mào)易增長,還要努力實現(xiàn)由數(shù)量增長向質(zhì)量效益增長的轉(zhuǎn)型。2009我國紡織服裝出口的價量關(guān)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(xué)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(xiàn)量減價升態(tài)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(chǎn)大國、出口大國,由于缺乏自主品牌、出口成交價格雖然出現(xiàn)了微升的良好態(tài)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(dá)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(chǎn)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(qū)的紡織服裝貿(mào)易繼續(xù)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(yīng)的進(jìn)口分別同比增長10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中東地區(qū)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(jìn)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(jù)入盟之先后,大體上可以把歐盟區(qū)分為歐盟15國和東擴12國。在2009年紡織服裝貿(mào)易統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn),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(chǎn)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(chǎn)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(mào)易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規(guī)模難以直接測算。由于貿(mào)易偽報下的資本外逃是造成中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異的重要原因，因此可以從中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進(jìn)而間接測算出貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模。
(一)中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值
根據(jù)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(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿(mào)易雙方的統(tǒng)計口徑和方法不同。
統(tǒng)計口徑和方法不同，如統(tǒng)計轄區(qū)不同、運輸時滯不同以及再出口內(nèi)涵不同①等，都會造成中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異。但由于統(tǒng)計口徑和方法不同所產(chǎn)生的影響會相互抵消，其對雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)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(guān)和統(tǒng)計機構(gòu)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(jìn)口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉(zhuǎn)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(chǎn)國)運送貨物到進(jìn)口國(目的國)的保險費和運輸費構(gòu)成，大概為離岸價的10%。
3．轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值。
中國經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)運到貿(mào)易伙伴的貨物價值通常高于轉(zhuǎn)口國或地區(qū)直接從中國進(jìn)口時的貨物價值，這是因為轉(zhuǎn)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(tǒng)計數(shù)據(jù)，但被計入了貿(mào)易伙伴的進(jìn)口統(tǒng)計數(shù)據(jù)。
4．加工貿(mào)易增加值和走私。
加工貿(mào)易商品在出口后可能被中間商購買，經(jīng)中間商再轉(zhuǎn)賣給貿(mào)易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿(mào)易伙伴的進(jìn)口報關(guān)價格高于加工貿(mào)易商品的出口報關(guān)價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉(zhuǎn)賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關(guān)監(jiān)管，這也會造成進(jìn)出口雙方貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)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(jìn)口國的進(jìn)口賬戶上。
5．貿(mào)易偽報。
貿(mào)易偽報是不法分子故意在進(jìn)出口的貨物價值上弄虛作假，以達(dá)到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿(mào)易偽報可分為出口偽報和進(jìn)口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿(mào)易貨物實際價值不符的報關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)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(fā)票，進(jìn)口商將發(fā)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(jiān)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(fā)票向本國海關(guān)申報，其目的是繞過資本項目監(jiān)管，使國外資本非法流入國內(nèi)。進(jìn)口偽報，即進(jìn)口商利用與貿(mào)易貨物實際價值不符的報關(guān)單證進(jìn)行貿(mào)易活動，包括進(jìn)口高報和進(jìn)口低報。進(jìn)口高報是國外供貨商開出高于進(jìn)口貨物實際價值的發(fā)票，國內(nèi)進(jìn)口商向貨幣當(dāng)局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進(jìn)口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監(jiān)管，將資本抽逃到海外;進(jìn)口低報是指進(jìn)口商向海關(guān)申報的進(jìn)口貨物價值低于實際貨物價值，使本應(yīng)匯至境外的貿(mào)易結(jié)算資金滯留國內(nèi)，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內(nèi)。上述5個因素是造成中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異的主要原因。統(tǒng)計口徑和方法不同以及加工貿(mào)易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產(chǎn)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(tǒng)一的計價方式。轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值的影響也可根據(jù)中國與轉(zhuǎn)口國或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。貿(mào)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(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值中剔除主要的可觀測因素后進(jìn)行間接測算。值得注意的是，貿(mào)易偽報下會同時產(chǎn)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(dǎo)致的資本外逃與進(jìn)口高報導(dǎo)致的資本外逃之和，對貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模進(jìn)行測算。
(二)貿(mào)易偽報下資本外逃規(guī)模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿(mào)易伙伴進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，特別是轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行CIF/FOB轉(zhuǎn)換①和相應(yīng)調(diào)整后，先計算出中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值;然后再從統(tǒng)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(dǎo)致的資本外逃和進(jìn)口高報導(dǎo)致的資本外逃，兩者之和即為貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模測算值。1．出口低報導(dǎo)致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿(mào)易伙伴i在t年出口項下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值;PIit為貿(mào)易伙伴i在t年從中國進(jìn)口的貨物價值;Ci為貿(mào)易伙伴i與中國進(jìn)行貿(mào)易的到岸價與離岸價轉(zhuǎn)換系數(shù)(2)，經(jīng)過轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價計算的貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù);ΔVit為中國在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到貿(mào)易伙伴i的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿(mào)易伙伴i在t年從中國進(jìn)口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿(mào)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(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)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(nèi)中國出口高報導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測算值;MEit=0，說明沒有出現(xiàn)貿(mào)易偽報行為。因此，中國出口低報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進(jìn)口高報導(dǎo)致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿(mào)易伙伴i在t年進(jìn)口項下的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異值;DIit為中國在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價值;Ci為中國與貿(mào)易伙伴i進(jìn)行貿(mào)易的到岸價與離岸價轉(zhuǎn)換系數(shù)(CIF/FOB)，經(jīng)過轉(zhuǎn)換，雙邊的貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)都調(diào)整為以離岸價計算的貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù);ΔV''''it為貿(mào)易伙伴i在t年經(jīng)轉(zhuǎn)口國或地區(qū)轉(zhuǎn)出口到中國的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿(mào)易伙伴i進(jìn)口的貨物價值;PEit為貿(mào)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(jìn)口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)(i=1，2，3，…，n)中國進(jìn)口高報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進(jìn)口貨物價值，其加總就是一定時期內(nèi)中國進(jìn)口低報導(dǎo)致資本非法流入的規(guī)模測算值;MIit=0，說明沒有出現(xiàn)貿(mào)易偽報行為。因此，中國進(jìn)口高報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿(mào)易偽報下資本外逃規(guī)模的測算值(TCF)等于出口低報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)模測算值(CFE)加上進(jìn)口高報導(dǎo)致資本外逃的規(guī)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(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模時，需要對理論模型中的相關(guān)變量及其樣本數(shù)據(jù)進(jìn)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(mào)易組織后，中國實行了一系列關(guān)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(qū)的貿(mào)易往來日益頻繁，這為貿(mào)易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數(shù)據(jù)的可得性和質(zhì)量考慮，2001—2011年的樣本數(shù)據(jù)是由加入世界貿(mào)易組織后國內(nèi)外一些權(quán)威統(tǒng)計機構(gòu)提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數(shù)據(jù)是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)。
2．以香港作為中國與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內(nèi)地是香港轉(zhuǎn)口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉(zhuǎn)口貨物中，原產(chǎn)地為中國內(nèi)地的貨物價值為19541億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價值的62%;中國內(nèi)地也是香港轉(zhuǎn)口貨物的重要目的地，同時期香港轉(zhuǎn)口貨物中，轉(zhuǎn)口目的地為中國內(nèi)地的貨物價值為15219億美元，占轉(zhuǎn)口貨物價值的48%。另一方面，香港統(tǒng)計和公布的轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)比較詳實，包括中國轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的貿(mào)易數(shù)據(jù)和貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口到中國的貿(mào)易數(shù)據(jù)。可以認(rèn)為，選擇香港作為中國與貿(mào)易伙伴轉(zhuǎn)口貿(mào)易的第三方較為合理。
3．對轉(zhuǎn)口貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)的處理。
為消除香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異的影響，就需要知道香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易具體的轉(zhuǎn)口目的地。因為現(xiàn)有樣本數(shù)據(jù)只包含中國內(nèi)地通過香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的整體貨物價值，以及貿(mào)易伙伴通過香港轉(zhuǎn)口到中國內(nèi)地的整體貨物價值，并沒有細(xì)分到具體國家或地區(qū)的轉(zhuǎn)口貨物價值，所以本文首先計算中國內(nèi)地通過香港轉(zhuǎn)口到貿(mào)易伙伴的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿(mào)易伙伴通過香港轉(zhuǎn)口到中國內(nèi)地的總轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計的總體差異值中扣除，以消除轉(zhuǎn)口貿(mào)易及其增加值對中國與貿(mào)易伙伴貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異的影響。另外，考慮到香港轉(zhuǎn)口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)Ca和貿(mào)易伙伴到香港的CIF/FOB轉(zhuǎn)換系數(shù)C''''a均按104%進(jìn)行計量。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的整體增值率為［轉(zhuǎn)口額－(進(jìn)口額－留港自用)］/(進(jìn)口額－留港自用)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行的估算，中國內(nèi)地轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率比香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率約高出10%，貿(mào)易伙伴經(jīng)過香港轉(zhuǎn)出口到中國內(nèi)地的轉(zhuǎn)口貿(mào)易增值率按香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率計算。香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易整體增值率和香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易增加值的測算結(jié)果見表1。4．主要貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的選擇。由于貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的選擇對最終測算結(jié)果有較大影響，為測算中國貿(mào)易偽報下資本外逃的規(guī)模，本文需分析中國與貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并計算兩者之間的統(tǒng)計差異。本文在選擇貿(mào)易伙伴國或地區(qū)時遵循兩個原則:一是選擇經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的國家或地區(qū)，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統(tǒng)計數(shù)據(jù)也齊備;二是選擇與中國貿(mào)易往來比較密切的國家或地區(qū)，因為它們與中國進(jìn)出口貿(mào)易的貨物價值占中國全部進(jìn)出口貨物價值的比重大，以此測算貿(mào)易偽報下資本外逃規(guī)模的結(jié)果就更加準(zhǔn)確。基于這樣的認(rèn)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(qū)的樣本數(shù)據(jù)。樣本期內(nèi)，這些國家或地區(qū)在樣本期內(nèi)從中國進(jìn)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(jìn)口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結(jié)果及其說明
2.吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院吉林長春130012
作者簡介：馮曉玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，大連海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教師，主要研究方向為中關(guān)經(jīng)貿(mào)關(guān)系：
趙放(1961-)，北京人，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士、教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向為世界經(jīng)濟(jì)、日本經(jīng)濟(jì)。摘要：有關(guān)中關(guān)兩國貿(mào)易數(shù)據(jù)的統(tǒng)計差異歷來存在著很多爭議，其中香港的作用被廣泛提及。文章將中國途經(jīng)香港到美國的商品分為“再出口”和“轉(zhuǎn)運”兩大類，以東、西行貿(mào)易的“鏡像數(shù)據(jù)”為基礎(chǔ).將其分為五種貿(mào)易流向進(jìn)行了分析比較，得出了香港在中國對美出口中的中介地位仍然不容忽視，從中國途經(jīng)香港出口到美國的商品統(tǒng)計有一部分實際上是再出口，而不是轉(zhuǎn)運的結(jié)論。
關(guān)鍵詞：香港；再出口；轉(zhuǎn)運；鏡像數(shù)據(jù)；統(tǒng)計差異
中圖分類號：F207
文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美兩國的貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計差異之大有目共睹，對于兩國報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)彼此存在差異的原因，其中有關(guān)香港的作用，國內(nèi)外很多學(xué)者進(jìn)行了探討，并給出了一些結(jié)論：Fung and Lau(1998,2003)認(rèn)為，中美兩國統(tǒng)計的雙邊貿(mào)易差額數(shù)據(jù)都是不準(zhǔn)確的，兩國貿(mào)易統(tǒng)計差異歸因于中美對經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口、轉(zhuǎn)口毛利和服務(wù)貿(mào)易的不同處理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)認(rèn)為，中美在編纂雙邊數(shù)據(jù)上存在著較大的差異，包括不同的計價基礎(chǔ)和運輸時滯，特別是中國經(jīng)由香港的轉(zhuǎn)口貿(mào)易，以及確認(rèn)和正確的計價這些貿(mào)易流量的實際困難；Jialin Zhang(2000)認(rèn)為，中美貿(mào)易失衡的主要問題在于美國使用原產(chǎn)地規(guī)則把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國的中國產(chǎn)品統(tǒng)計為美國自華進(jìn)口，但是并不把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到中國的美國產(chǎn)品統(tǒng)計為美國對華出口，因而放大了美中貿(mào)易逆差；USCBC(2004)認(rèn)為，美國的統(tǒng)計方法夸大了美中貿(mào)易逆差，因為美國按照f.a.s(裝運港船邊交貨)計價，進(jìn)口按照c.i.f(成本加保險加運費)計價，并且美國把經(jīng)由香港轉(zhuǎn)口到美國的中國商品都統(tǒng)計為美國自華進(jìn)口，盡管香港的附加值高達(dá)25％。沈國兵(2005)將以上觀點進(jìn)行了綜合，得出香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易和轉(zhuǎn)口毛利是直接造成中美貿(mào)易數(shù)據(jù)失真和扭曲的原因之一的結(jié)論。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“鏡像數(shù)據(jù)”的分析方法，將途經(jīng)香港的貨物分為“再出口”和“轉(zhuǎn)運”兩大類，探討其與中美貿(mào)易順差的關(guān)系。
一、再出口與轉(zhuǎn)運
在實際業(yè)務(wù)當(dāng)中，再出口(re-export)和轉(zhuǎn)運(transshipment)經(jīng)常被混淆，前者是指當(dāng)進(jìn)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(jìn)口品的法定所有權(quán)，并且可能在再出口之前時商品進(jìn)行一些不從根本上改變商品特性的加工；而后者指的是在同一聯(lián)運提單下的貨物，由香港外某地運至香港，而目的地為另一地時，在香港水域內(nèi)的同一艘船上裝運或者由一艘船轉(zhuǎn)運至另一艘船上。轉(zhuǎn)運同為再出口而將貨物進(jìn)口至香港是不同的，它屬于“過境中的商品”，通常并不通過香港海關(guān)的估價程序。
附表1和附表2提供了香港、中國、美國三者之間的貿(mào)易數(shù)據(jù)。附表1是中國和香港海關(guān)提供的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)。附表2是由中國和香港海關(guān)提供的與美國進(jìn)行貿(mào)易的有關(guān)數(shù)據(jù)。香港調(diào)查統(tǒng)計局將一國運往另一國的貨物分為四類，即進(jìn)口、出口(包括本地出口和再出口)、向中國國內(nèi)轉(zhuǎn)運、向中國以外的國家轉(zhuǎn)運。附表l中的A部分比較了香港和中國報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)和香港的“在主要國家(國境)和裝運港上卸下的港口貨物”的數(shù)據(jù)問的區(qū)別，它表明中國報告的通過香港的出口(但是香港不一定是最終目的地)和香港報告的來自中國的進(jìn)口兩者間的差異日益增大，類似的關(guān)系也可以在中國和香港對美國的出口數(shù)據(jù)和作為美國總貨物中的一部分的香港為中國轉(zhuǎn)運至美國的數(shù)據(jù)中找到(見附表2的A部分)。附表I中的B部分比較了中國和香港報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)和香港“在主要國家(國境)和裝運港上裝運的港口貨物”的數(shù)據(jù)間的區(qū)別。它表明中國報告的通過香港的進(jìn)口(但香港不一定為原產(chǎn)地)和香港報告的向中國的出口兩者間的差異日益增大，類似的關(guān)系也可以在中國和香港自美進(jìn)口和作為來自美國進(jìn)口的總船貨中的一部分的香港為美國向中國轉(zhuǎn)運的數(shù)據(jù)中找到(見附表2中B部分)。
由此可見，香港在中美貿(mào)易中的中介地位仍然是舉足輕重的。而在中國海關(guān)數(shù)據(jù)中，很有可能出現(xiàn)途經(jīng)香港的出口中，一部分是通過香港再出口而另一部分是通過其轉(zhuǎn)運的情況。然而，這種情況很難通過經(jīng)驗來確定，因為在香港的貿(mào)易和貨物數(shù)據(jù)中再出口是以美元來衡量，而轉(zhuǎn)運則是以公噸來計算，因此很難直接地比較兩者。要想明確中國通過香港的再出口與轉(zhuǎn)運及其同中國報告的直接出口和進(jìn)口的關(guān)系，一個恰當(dāng)?shù)耐緩骄褪呛ｊP(guān)要完全理解雙方在貿(mào)易數(shù)據(jù)上的顯著分別，所以在這里引入“鏡像數(shù)據(jù)”做進(jìn)一步的探討。
二、鏡像數(shù)據(jù)與東、西行貿(mào)易
理論上說，一國對其貿(mào)易國的出口數(shù)據(jù)應(yīng)與其貿(mào)易國相應(yīng)的進(jìn)口數(shù)據(jù)相匹配，二者稱為“鏡像數(shù)據(jù)”。本文使用以“東行貿(mào)易”和“西行貿(mào)易”為基礎(chǔ)編輯的鏡像數(shù)據(jù)來估算中國、香港、美國三者之間貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異。在編輯鏡像數(shù)據(jù)時，一面用中國、香港所報告的數(shù)據(jù)，另一面則用美國報告的數(shù)據(jù)。鏡像數(shù)據(jù)的一對恰當(dāng)?shù)钠ヅ渲傅氖峭ㄟ^該途徑報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)是可以互相印證的，然而很多原因?qū)е铝藬?shù)據(jù)差異的存在。
(一)“鏡像數(shù)據(jù)”的引入按照聯(lián)合國指導(dǎo)方針，美國是按原產(chǎn)國來記錄進(jìn)口數(shù)據(jù)的。美國所報告的來自中國的進(jìn)口包括直接從中國的進(jìn)口和通過香港及其他國家間接從中國的進(jìn)口。而美國報告的來自香港的進(jìn)口僅僅包括原產(chǎn)地為香港的進(jìn)口。所以，在東行貿(mào)易(中國一美國的出口)中，鏡像數(shù)據(jù)中的出口一面應(yīng)當(dāng)是中國報告的出口到美國的數(shù)據(jù)、香港本地出口數(shù)據(jù)和香港報告的中國再出口到美國的數(shù)據(jù)之和，而進(jìn)口一面的數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)?shù)扔诿绹鴪蟾娴膩碜韵愀酆椭袊目傔M(jìn)口值之和。
類似的，在西行貿(mào)易(美國一中國的出口)中，鏡像數(shù)據(jù)中的出口一面應(yīng)該等于美國報告的輸?shù)街袊某隹诩由厦绹鴪蟾娴妮數(shù)较愀鄣目偝隹谥抵停M(jìn)口一面應(yīng)等于經(jīng)過離岸價／到岸價調(diào)整后的中國和香港報告的來自美國的進(jìn)口值減去美國途經(jīng)香港再到中國的再出口值，這是因為美國通過香港間接對中國的出口將在中國和香港報告的進(jìn)口中被計算兩次：一次是在貨物進(jìn)入香港海關(guān)時，緊接著當(dāng)再出口到中國時又會被中國海關(guān)計算一次。這就意味著中國和香港均是根據(jù)聯(lián)合國的指導(dǎo)方針，按照貨物的原產(chǎn)國來記錄數(shù)據(jù)的，這一點和美國做法相似。這樣做的好處在于通過避免調(diào)整香港再出口的標(biāo)高價格，簡化了實際數(shù)據(jù)差異的估算，即通過這
種方法計算的數(shù)據(jù)差異的實際大小將免去由于估算香港再出口的標(biāo)高價而產(chǎn)生誤差的難題，因此從統(tǒng)計上更加令人滿意。報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)的鏡像聯(lián)系見圖1和圖2。
(二)東行貿(mào)易附表3列出了中國和香港對美國出口的官方鏡像數(shù)據(jù)，有關(guān)的調(diào)整以及對1995年至2006年問的統(tǒng)計差異的估計。它以美國官方報告的自中國和香港的進(jìn)口開始，以中國和香港官方報告的同時期出口數(shù)據(jù)結(jié)束(該數(shù)據(jù)包括香港報告的對原產(chǎn)地為中國的商品向美國的再出口)。從附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中國和香港報告的輸至美國的出口量要高于美國報告的同時期從兩地輸入的進(jìn)口量，到了1997年，兩者才大致相等。從1997年開始，雙方數(shù)據(jù)差異迅速增大，并在2004年達(dá)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(jìn)口量問的差距超過2倍。第二，在過去10年來，香港作為中國對美國出口貿(mào)易的中介人的地位迅速下降，從曾經(jīng)超過60％的比例到目前大約14％的比例，而在香港再出口至美國的產(chǎn)品中，原產(chǎn)地為中國的產(chǎn)品占到了超過90％，該比例一直保持穩(wěn)定。第三，香港本地對美國的出口量一直下降，并且隨著香港的經(jīng)濟(jì)越來越以服務(wù)業(yè)為導(dǎo)向，這一趨勢可能還會持續(xù)下去。
(三)西行貿(mào)易附表4列出了中國和香港自美國進(jìn)口的官方鏡像數(shù)據(jù)，有關(guān)的調(diào)整以及對1995年至2006年間的統(tǒng)計差異的估計。它以美國官方報告的對中國和香港的出口開始，經(jīng)過了fob／eif的價格調(diào)整，另加上香港報告的對原產(chǎn)地為美國的商品再出口至中國的數(shù)據(jù)，最后以中國和香港官方報告的同時期的進(jìn)口數(shù)據(jù)結(jié)束。
與東行貿(mào)易中的數(shù)據(jù)不同的是，1995-2006年間西行貿(mào)易總的統(tǒng)計差異似乎沒有明顯的模式。僅在其中的1999年和2004年，中國和香港報告的來自美國的進(jìn)口額稍稍超出美國所報告的對其出口額，在余下的10年中，在鏡像數(shù)據(jù)的出口一面，統(tǒng)計差異比進(jìn)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(jìn)口低報價的情況更為平常。該數(shù)據(jù)的其他顯著特征就是香港作為方便美國對華出口的地位逐漸下降。中國從美國進(jìn)口的產(chǎn)品中，由香港再輸出的比例已由1995年的超過30％下降到2005年的12.4％。同時，由美國參與的香港通過中國再出口至其他國家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。
在貿(mào)易的雙流向中，同貿(mào)易合作者所報告的貿(mào)易數(shù)據(jù)問的估算有一些統(tǒng)計差異很容易被解釋，比如同荷蘭(由此最終出口到其他歐盟國家)、巴拿馬(中國出口至此地的商品中有很大一部分是要最終輸至美國的)的貿(mào)易，因為他們同樣也是世界轉(zhuǎn)口貿(mào)易的中心。但是中國和香港在同其他貿(mào)易者的貿(mào)易往來中由于存在著多種不同的原因，如走私、低報價等因素，因此需要對所搜集的數(shù)據(jù)問的整體差異進(jìn)行進(jìn)一步的分解，才可能找出導(dǎo)致統(tǒng)計差異逐漸擴大的主要原因。
三、通過貿(mào)易流的子部類來分解中美貿(mào)易間的統(tǒng)計差異
根據(jù)上文的以東西行貿(mào)易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的鏡像數(shù)據(jù)顯示出了中美兩國與香港之間記錄的貿(mào)易數(shù)據(jù)差異，要進(jìn)一步研究差異的來源，有必要進(jìn)行貿(mào)易流向的分解。
(一)對鏡像數(shù)據(jù)進(jìn)行的貿(mào)易子部類的分解在中國的出口數(shù)據(jù)中，中國海關(guān)要求貿(mào)易商說明啟運國和消費國，其中前者是指在出口貨物離開中國港口后下一個要到達(dá)的地點，它并不一定是貨物的最終目的國，而后者是指消費該出口貨物的最終目的國。以這一信息為基礎(chǔ)，可以將中國對美國的出口細(xì)分為三類。
a.美國既是啟運國又是消費國，這指的是中國直接對美國的出口；
h.香港是貨物的啟運地，但美國是消費國，這指的是出口貨物要通過香港轉(zhuǎn)運才能到達(dá)美國；
c.啟運國是除香港外的第三國，消費國是美國。
如前所述，香港調(diào)查統(tǒng)計局將進(jìn)口和再出口時兩次不同的估價稱作“香港調(diào)高價”，而在通過香港的轉(zhuǎn)運中(通過香港港口的貨物而沒有通關(guān))，只報告貨物的重量值而并非價值，所以香港的轉(zhuǎn)運數(shù)據(jù)僅以總量報告且以公噸為單位，對商品不進(jìn)行分類。這就引發(fā)了一個問題：在中國海關(guān)數(shù)據(jù)中h類型貿(mào)易能否反映出通過香港的再出口或轉(zhuǎn)運。最明確的解釋就是h類數(shù)據(jù)能夠反映出轉(zhuǎn)運的有關(guān)數(shù)據(jù)，因為在大多數(shù)情況下，消費國與貨物第一次通關(guān)的國家是同一個，所以在中國報告的數(shù)據(jù)中再出口數(shù)據(jù)會被記錄為以香港作為消費地的出口，而不是對美國的出口。這類貿(mào)易就是傳統(tǒng)上被歸結(jié)為導(dǎo)致貿(mào)易統(tǒng)計差異的主要因素。因為貨物通常被香港的中間商支配，所以中國的出口商可能事實上并不清楚貨物的最終日的地。如果出口商知道貨物的最終目的地是美國的話，而貨物由于物流原因需要經(jīng)過香港時，出口商很有可能會開立一張聯(lián)運提單以避免在香港通關(guān)時產(chǎn)生的費用和麻煩。然而，這樣理解并非總是可信的，如果一些中國出口商拒絕接受通過香港時的商品分類，那么有的再出口就要記錄在b類統(tǒng)計中。
這樣從中國和香港海關(guān)的數(shù)據(jù)中，就可以找出五種可能的貿(mào)易流，歸納如下：
C1.中國報告的對美國的直接出口；
C2.中國報告的通過香港對美國的出口；
c3.中國報告的通過第三國而非香港對美國的出口(C1-C3對應(yīng)上文a-c)；
C4.香港報告的對美國的本地出口；
c5.香港報告的對原產(chǎn)地為中國的產(chǎn)品向美國的再出口。
正如前面討論過的美國的官方貿(mào)易數(shù)據(jù)僅僅指出的是貨物的原產(chǎn)地。但是，在美國商務(wù)部的詳細(xì)記錄的進(jìn)口數(shù)據(jù)中，卻含有貨物是否在途中經(jīng)過第三國到達(dá)美國的記錄，這一進(jìn)口數(shù)據(jù)覆蓋了1995-2005年間美國從中國的所有進(jìn)口數(shù)據(jù)。這里將這一數(shù)據(jù)作為美國報告的自香港進(jìn)口的官方數(shù)據(jù)的一個補充，并將美國數(shù)據(jù)分為以下五類。
A1.從中國境內(nèi)港口直接運至美國的貨物；
A2.從中國輸?shù)矫绹呢浳铮詈笠粋€啟運港是香港，貨物在香港并未通關(guān)；
A3.從中國輸?shù)矫绹呢浳铮詈笠粋€啟運港是在除香港外的第三國；
A4.美國對原產(chǎn)地為香港的貨物的進(jìn)口(來自官方公布的數(shù)據(jù))；
A5.從中國輸?shù)矫绹呢浳铮谶\輸過程中在香港通關(guān)且最后一個啟運港是香港，即通過香港的再出口。
如果采用對上述C2的最簡單的理解，C1-C5同A1-A5之間依次存在著一一對應(yīng)的關(guān)系，可以得出圖3中列出的五種鏡像關(guān)系。該圖中有兩個額外的盒子。右側(cè)標(biāo)有問號的盒子上標(biāo)注了在香港貨物數(shù)據(jù)中報告的通過香港轉(zhuǎn)運的數(shù)據(jù)。正如前面所提到的那樣，因為這些數(shù)據(jù)不標(biāo)明商品的名稱也不以價值來記錄而是采用以公噸為單位記錄，所以不能把它們用作分析中。左側(cè)標(biāo)有問號的盒子代表了原產(chǎn)于中國的產(chǎn)品通過第三國的對外再輸出。如果將c3理解為僅僅包括轉(zhuǎn)運而A3既包括轉(zhuǎn)運又包括再出口的話，就會潛在的遺漏一部分?jǐn)?shù)據(jù)(即通過第一
國而不是香港的再出口)，而它們正是此盒子中代表的數(shù)據(jù)。
(二)中、港、美三方貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異在恰當(dāng)?shù)卣页雒乐匈Q(mào)易中鏡像數(shù)據(jù)的兩方面后，就可以定義數(shù)據(jù)差異的兩種衡量方法。第一種方法是在商品水平上衡量貿(mào)易雙方的差異。
在這里M指的是貿(mào)易者r在第t年從s國進(jìn)口商品i的貿(mào)易數(shù)據(jù)，E指的是s國在第t年報告的輸?shù)絩方的商品i的出口值。這一指標(biāo)總是用于衡量鏡像貿(mào)易數(shù)據(jù)雙方的差異。
第二個指標(biāo)使用雙方報告的數(shù)據(jù)總和作為標(biāo)準(zhǔn)，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)間變化。當(dāng)雙方報告的數(shù)據(jù)差別不大時，兩種方法得出的數(shù)值就會十分接近。
在東行貿(mào)易中，E等于中國報告的對貿(mào)易國的出口值、香港報告的對貿(mào)易國的本地出口值及其為中國的再出口值的和，M等于貿(mào)易國報告的來自中國和香港的進(jìn)[1值之和。在西行貿(mào)易中，E等于貿(mào)易國報告的對中國和香港的出口值之和，而M等于中國與香港報告的來自貿(mào)易國的進(jìn)口值減去香港報告的到中國的再出口值。
根據(jù)(1)、(2)計算出的中、港、美三方貿(mào)易數(shù)據(jù)的差異見表1。
［關(guān)鍵詞］反補貼;貿(mào)易限制效應(yīng);貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng);實證分析
［中圖分類號］F742［文獻(xiàn)標(biāo)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(xué)商學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生，研究方向：國際貿(mào)易政策。一、引言
反傾銷、反補貼和保障措施歷來是各國習(xí)慣采用的三種主要貿(mào)易救濟(jì)措施。長期以來，反傾銷作為一種貿(mào)易保護(hù)手段，得到了世貿(mào)組織的認(rèn)可，成為維護(hù)“公平貿(mào)易”的最主要武器，是各國使用頻率最高的貿(mào)易救濟(jì)措施。但自從1995年WTO《補貼與反補貼措施協(xié)定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures簡稱《SCM協(xié)定》)生效以來，各國在國際貿(mào)易中提起反補貼調(diào)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(mào)易保護(hù)主義有重新抬頭的跡象，世界各國間的貿(mào)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(shù)量變化。WTO成立之后，反補貼案件數(shù)有所下降。但自1996開始，反補貼案件數(shù)逐年上升，并于1999年到達(dá)頂峰，高達(dá)41起。其后反補貼案件數(shù)呈波動下降的趨勢。然而，2005—2009年間，案件數(shù)又逐年上升。相對于世界上各國進(jìn)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(jì)措施究竟會產(chǎn)生什么樣的貿(mào)易效應(yīng)，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(shù)量的變化
資料來源：根據(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理。二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述
國內(nèi)外學(xué)者對反補貼問題的研究從未間斷，但反補貼的貿(mào)易效應(yīng)問題較少受到關(guān)注。從現(xiàn)有的國外研究來看，有一些學(xué)者對反補貼的實施效果進(jìn)行了實證研究。Yu-Ter Wang(2005)等學(xué)者對反補貼的貿(mào)易限制效應(yīng)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(rèn)為反補貼是限制貿(mào)易的重要手段之一。國內(nèi)研究方面，目前只有少數(shù)學(xué)者對反補貼的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了初步的研究，如鄒琪等(2006)的研究認(rèn)為反補貼會給社會經(jīng)濟(jì)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(mào)易效應(yīng)進(jìn)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(jìn)行反傾銷的面板數(shù)據(jù)為例，得出結(jié)論：對發(fā)展中國家征收反傾銷稅的申訴國不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但存在貿(mào)易限制效應(yīng)。Prusa(1999)利用美國1980—1994年對外反補貼數(shù)據(jù)，證明美國的反傾銷措施從很大程度上扭曲了其貿(mào)易模式，導(dǎo)致進(jìn)口額下降30%～50%。與此同時，Konings (2001)則發(fā)現(xiàn)，歐盟在1985—1990年間發(fā)起的反傾銷并未產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。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(shù)據(jù)，考察了歐美對華反傾銷的貿(mào)易破壞效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的存在和大小。
總體上看，由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺乏，國內(nèi)外對于反補貼貿(mào)易效應(yīng)的實證研究有很大空白。但從筆者搜集到的統(tǒng)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(shù)據(jù)基礎(chǔ)。與此同時，關(guān)于反傾銷的經(jīng)驗研究在計量方法上有了很大發(fā)展，這為反補貼貿(mào)易效應(yīng)的實證研究提供了一定的技術(shù)支持。本文將根據(jù)1993—2007年立案的反補貼案件數(shù)據(jù)，對反補貼貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實證研究。
三、實證模型與數(shù)據(jù)說明
為了衡量反補貼的貿(mào)易效應(yīng)，本文結(jié)合反補貼案件和6位HS編碼產(chǎn)品的貿(mào)易數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個包含時間序列和截面的面板數(shù)據(jù)集，以考察1993—2007年立案的反補貼的貿(mào)易效應(yīng)。首先通過考察反補貼對被訴國進(jìn)口貿(mào)易額的影響，來判斷反補貼立案是否會產(chǎn)生貿(mào)易破壞效應(yīng)。其次通過從被訴國進(jìn)口比例的變化來考察反補貼是否會產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。
本文的回歸模型在Prusa(1999)，Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建，采用以下的半對數(shù)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(chǎn)品的進(jìn)口額。ln(Importijt-1）是被解釋變量的滯后一期值，這是由于貿(mào)易的滯后值是會影響到當(dāng)前的貿(mào)易。t規(guī)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(jié)案方式的影響，若反補貼立案后第一年為肯定結(jié)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(jié)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(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，在反補貼立案前，被訴國對申訴國進(jìn)口的大幅增長會導(dǎo)致反補貼調(diào)查；反補貼措施會限制申訴國從被訴國的進(jìn)口，即存在貿(mào)易限制效應(yīng)；反補貼會導(dǎo)致涉案產(chǎn)品的進(jìn)口從被訴國轉(zhuǎn)移到非被訴國，即存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。因此，該模型中解釋變量滯后項的預(yù)期符號為正數(shù)，虛擬變量AFFijt+1和AFFijt+2的預(yù)期符號為負(fù)數(shù)，NEGijt+1和NEGijt+2的預(yù)期符號可能為正，也可能為負(fù)。
由于該回歸中包含被解釋變量的滯后項，會導(dǎo)致內(nèi)生性問題，若用標(biāo)準(zhǔn)的隨機效應(yīng)或者固定效應(yīng)進(jìn)行估計，必將導(dǎo)致參數(shù)估計的非一致性，進(jìn)而基于估計結(jié)果所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)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(jìn)行一階差分之后，動態(tài)面板模型可以表示為：
孫銘:反補貼措施的貿(mào)易效應(yīng)——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)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(chǎn)生的估計和檢驗具有一致性和穩(wěn)健性，進(jìn)而基于估計和檢驗結(jié)論所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義將有力地揭示反補貼的貿(mào)易效應(yīng)。
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(jù)WTO和Global Countervailing Duties Database提供的數(shù)據(jù)整理出來的，包括11個進(jìn)行反補貼立案的國家和地區(qū)(美國，歐盟，加拿大，墨西哥，澳大利亞，巴西，智利，阿根廷，委內(nèi)瑞拉，哥斯達(dá)黎加和秘魯)，涉及共40個國家和地區(qū)，累計188起案件。每個案件的數(shù)據(jù)包括立案前后2年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是從聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫搜集而來，涵蓋了1991—2009年各國或地區(qū)從別國進(jìn)口涉案產(chǎn)品(6位HS編碼的細(xì)分產(chǎn)品)的數(shù)據(jù)。對于包含一個以上產(chǎn)品編碼的案件，本文將所有產(chǎn)品編碼下的進(jìn)口額數(shù)據(jù)匯總，以得到每個案件的進(jìn)口額數(shù)據(jù)。
四、實證結(jié)果及分析
(一)反補貼的貿(mào)易限制效應(yīng)
用GMM估計法對動態(tài)面板模型進(jìn)行估計的結(jié)果如表1(1)所示。ln(Importijt-1）的系數(shù)為0.402，表明進(jìn)口國在上年度進(jìn)口的變化會導(dǎo)致本年度的進(jìn)口同向變化，即上年度進(jìn)口每增加1%，則本年度的進(jìn)口會增加約0.402%。虛擬變量AFFijt+1，AFFijt+2，NEGijt+1，NEGijt+2的系數(shù)估計值都為負(fù)，這表明，不管最后是以肯定還是否定方式結(jié)案，反補貼都會導(dǎo)致申訴國對該產(chǎn)品的進(jìn)口減少，具有一定的貿(mào)易限制效應(yīng)，這與預(yù)期效果是一致的，只是針對不同結(jié)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(zhuǎn)換成表1第三列的形式。結(jié)果表明，在肯定結(jié)案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進(jìn)口在第一年下降了約30%，第二年下降了約44%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)口額的年均下降幅度均在10%以內(nèi)，且在時序上呈逐步減少的趨勢。
表1反補貼的貿(mào)易限制效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)
貿(mào)易限制效應(yīng)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)解釋變量(1)對應(yīng)的被解釋變量
變動的實際百分比解釋變量(2)對應(yīng)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(shù)937樣本數(shù)937J統(tǒng)計量50.2660J統(tǒng)計量37.5852注：各變量回歸系數(shù)后面的括號內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。
(二)反補貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通過考察申訴國從非被訴國進(jìn)口的變化來研究反傾銷的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但是，貿(mào)易額的相對值(即申訴國從被訴國對某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重)比絕對值更能揭示貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。本文在研究反補貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)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(zhuǎn)向被訴國，通過考察申訴國從被訴國對某產(chǎn)品的進(jìn)口占其從世界對該產(chǎn)品總進(jìn)口的比重來確定反補貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。可構(gòu)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(chǎn)品的進(jìn)口額占從世界對該產(chǎn)品進(jìn)口額的比重。同樣的，運用GMM方法估計出的反補貼貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)如表1(2)所示。在回歸結(jié)果中，各解釋變量的系數(shù)估計值都較為顯著，并且與預(yù)期的一致，這表明在肯定結(jié)案的反補貼案件中，申訴國從被訴國的進(jìn)口在第一年下降了29.03%，第二年下降了約44.12%。而否定結(jié)案的情況下，進(jìn)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(dǎo)致被訴國的進(jìn)口比重下降，該趨勢在第二年有所增強，貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)顯著。
五、結(jié)論與啟示
無論是衡量被訴國的進(jìn)口額還是比重，肯定結(jié)案和否定結(jié)案均導(dǎo)致申訴國從被訴國的進(jìn)口在其后兩年有所下降，其中肯定結(jié)案后的第二年下降的幅度更大，表明反補貼具有較大的貿(mào)易限制和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。
上述結(jié)論也引發(fā)了相關(guān)思考。第一，隨著中國在世界經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易中的地位逐漸上升，在發(fā)展成為新興的工業(yè)和貿(mào)易大國的同時，中國也理所當(dāng)然地成為了遭受國外反補貼申訴的主要目標(biāo)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(dá)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(shù)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(yán)峻。因此，我國應(yīng)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(mào)易限制效應(yīng)。第二，要關(guān)注反補貼的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，該效應(yīng)將有可能削弱我國進(jìn)口競爭性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。如何在不違反WTO規(guī)則的前提下，適度保護(hù)我國進(jìn)口競爭性產(chǎn)業(yè)，捍衛(wèi)本國利益，將是今后研究的主題。第三，反補貼措施的貿(mào)易效應(yīng)，還可以分行業(yè)或引入稅率等變量進(jìn)行衡量做進(jìn)一步研究。
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模型建立
影響進(jìn)出口貿(mào)易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進(jìn)出口貿(mào)易影響進(jìn)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(jìn)口(或出口)占進(jìn)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(shè)為常量。
變量選取
下文實證研究所采用的數(shù)據(jù)來自于上海市統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進(jìn)口額占進(jìn)出口總額的比例和出口額占進(jìn)出口總額比例。根據(jù)J曲線效應(yīng)理論分析，因為2005—2008年處于J曲線效應(yīng)，其具有時滯性，該區(qū)間數(shù)據(jù)不作為分析樣本數(shù)據(jù)，故本文選取了2008年上海市的進(jìn)出口數(shù)據(jù)值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進(jìn)出口額數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)略)。
數(shù)據(jù)處理
為檢驗匯率波動的幅度對上海市進(jìn)口額、出口額占進(jìn)出口總額的比例是否存在直接影響，下文運用統(tǒng)計學(xué)基本原理，對進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額進(jìn)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(yīng)理論的時滯問題，匯率的變動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響從2008年開始逐步顯現(xiàn)，由上表數(shù)據(jù)分析得到，隨著人民幣匯率上升，上海市進(jìn)口貿(mào)易占進(jìn)出口總額比重也逐年增大。(1)人民幣匯率變動與上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的關(guān)系。現(xiàn)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例圖像(圖略)，上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)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(shù)據(jù)顯示，兩個存在正相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)將數(shù)據(jù)代入方程模型:E=f(G，ε)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖1)和函數(shù)如下:函數(shù)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(shù)項為－0.0532，函數(shù)呈現(xiàn)正相關(guān)，所以人民幣升值幅度與上海市進(jìn)口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例成正比關(guān)系。(2)人民幣匯率變動與上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額的關(guān)系。現(xiàn)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)出口總額比例圖像(圖略)，上海市出口貿(mào)易額占進(jìn)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(shù)據(jù)顯示，兩個存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，現(xiàn)將數(shù)據(jù)代入方程模型:E=f(G，ε)將數(shù)據(jù)導(dǎo)入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖2)和函數(shù)如下:函數(shù)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(shù)項為1.0532，函數(shù)呈負(fù)相關(guān)，所以人民幣升值幅度與上海市出口額占進(jìn)出口總額比例成負(fù)比關(guān)系。
對外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強調(diào)出口對一國經(jīng)濟(jì)的重大影響，而關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)往往只關(guān)注和分析貿(mào)易開放度、出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，很少注意進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。直到最近幾年，人們開始意識到進(jìn)口也可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用，相關(guān)的經(jīng)驗研究文獻(xiàn)也因此陸續(xù)出現(xiàn)。日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清認(rèn)為貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用是以貿(mào)易利益的形式來把握的，根據(jù)古典學(xué)派李嘉圖的比較成本理論，貿(mào)易利益主要是指進(jìn)口利益，出口是獲得進(jìn)口的手段。羅默（Romer,1993）利用76個發(fā)展中國家1960年的截面數(shù)據(jù)分析了機器和設(shè)備進(jìn)口對生產(chǎn)的影響。科等人（Coeetal.,1997）考察了通過機器設(shè)備進(jìn)口而流向欠發(fā)達(dá)國家的技術(shù)溢出效應(yīng)。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀(jì)80年代美國100多個制造業(yè)中國際競爭對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口競爭刺激了全要素生產(chǎn)率的提高。一些文獻(xiàn)還探討了普通進(jìn)口和技術(shù)擴散之間的可能聯(lián)系（CoeandHelpman,1995；Keller,2001）。康諾利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數(shù)據(jù)代表這些國家的模仿與創(chuàng)新，量化了高科技產(chǎn)品進(jìn)口對進(jìn)口國（發(fā)展中國家）模仿與創(chuàng)新的溢出效應(yīng)。針對我國進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的互動作用，我國有不少經(jīng)濟(jì)學(xué)者就這一問題進(jìn)行了定性或定量分析。普遍認(rèn)為進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長有推動作用（劉曉鵬，2001；張亞斌，2002；熊啟泉、楊十二，2005；廖進(jìn)中、鄧海濱，2006；張亮，2006）。熊啟泉和楊十二（2005）的“重新審視進(jìn)口再經(jīng)濟(jì)增長中的作用”一文雖然應(yīng)用了計量分析中比較前沿的研究方法，將定性分析和定量分析相結(jié)合，研究了進(jìn)口貿(mào)易對GDP增長的動態(tài)影響及對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機制。楊全發(fā)等（1998）運用巴拉薩和費德等人建立的模型，對我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸分析，得出出口的增長并不像想象的那樣對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用。陳家勤從進(jìn)口依存度和進(jìn)口GDP增長彈性分析，得出我國進(jìn)口的增長在GDP的增長中發(fā)揮了較大的作用。王建峰等依據(jù)已有的有關(guān)研究結(jié)果、數(shù)據(jù)、現(xiàn)實和歷史經(jīng)驗提出對我國現(xiàn)行出口政策重新進(jìn)行定位和調(diào)整，重新審視出口導(dǎo)向政策等等。因此，筆者認(rèn)為，有必要再次對進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行討論。
首先從理論上分析當(dāng)前適當(dāng)增加進(jìn)口的必要性與可能性，在此基礎(chǔ)上利用Eview5進(jìn)行協(xié)整分析來檢驗進(jìn)口對GDP增長的作用。我國長期以來一直實行出口導(dǎo)向性的戰(zhàn)略政策，不遺余力的推行以出口創(chuàng)匯為主要目標(biāo)的對外貿(mào)易政策，這在很多程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而，隨著科技的發(fā)展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿(mào)易發(fā)展進(jìn)入了一個新時期，國際貿(mào)易環(huán)境發(fā)生了很大的變化，對中國現(xiàn)行的對外貿(mào)易政策提出嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。隨著世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿(mào)易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿(mào)易保護(hù)措施的最大受害者，出口貿(mào)易環(huán)境嚴(yán)重惡化。據(jù)統(tǒng)計，2003年中國對外貿(mào)易依存度高達(dá)60%，在如此高的貿(mào)易依存度下，增強產(chǎn)品在國際上的競爭力是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要手段，而一味追求產(chǎn)品出口創(chuàng)匯則對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展構(gòu)成威脅。過去，我國外貿(mào)政策主要放在規(guī)模與速度的增長上，追求貿(mào)易順差與外匯儲備，使企業(yè)片面強調(diào)多出口，多創(chuàng)匯，少進(jìn)口，節(jié)約使用外匯，從而導(dǎo)致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿(mào)易條件惡化，出現(xiàn)“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿(mào)易的發(fā)展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環(huán)境，從而影響我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。要解決中國當(dāng)前面臨的這些問題，就要轉(zhuǎn)變對出口的態(tài)度，適當(dāng)?shù)脑黾舆M(jìn)口。依據(jù)很多國家發(fā)展經(jīng)驗，出口在很大程度上可以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但各國宏觀政策的實施依據(jù)國情進(jìn)行，因此我們應(yīng)立足國情來正確看待進(jìn)出口對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用。
1進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論研究
進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究最早可以追溯到古典經(jīng)濟(jì)學(xué)時代。亞當(dāng)•斯密認(rèn)為，出口帶來的收益及換回本國需求的產(chǎn)品沒有機會成本的付出，因此必然促進(jìn)本國的經(jīng)濟(jì)增長(交易生利)。大衛(wèi)•李嘉圖指出,通過對外貿(mào)易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩(wěn)定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。約翰•穆勒認(rèn)為,通過貿(mào)易可以得到本國不能生產(chǎn)的原材料和機器設(shè)備等經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展所必須的物質(zhì)材料，同時推動國內(nèi)生產(chǎn)過程的創(chuàng)新和改良，提高勞動生產(chǎn)率；通過產(chǎn)品進(jìn)口造成新的需求，刺激和引導(dǎo)新產(chǎn)業(yè)的成長。
受古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家上述觀點和理論的啟發(fā)，后來的經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)一步探討了進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的帶動問題。D•H•羅伯特遜和R•納克斯認(rèn)為資本品的進(jìn)口使該國取得國際分工的利益，大大節(jié)約了生產(chǎn)要素的投入量,它是經(jīng)濟(jì)增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長率影響效應(yīng)理論，認(rèn)為如果大量進(jìn)口投資品，會使國內(nèi)投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經(jīng)濟(jì)增長率的上升。
20世紀(jì)80年代初,新貿(mào)易理論開始將進(jìn)口貿(mào)易作為主要因素來解釋技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的一個重要因素，同時將經(jīng)濟(jì)增長引入這一分析框架,把技術(shù)作為內(nèi)生變量，研究技術(shù)變動、進(jìn)口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長三者之間的互動關(guān)系。他們認(rèn)為，技術(shù)通過中間產(chǎn)品的投入產(chǎn)生擴散。如果一國的R&D活動產(chǎn)生新的中間產(chǎn)品與現(xiàn)有的中間產(chǎn)品不同，或比現(xiàn)有的中間產(chǎn)品更好當(dāng)這些中間產(chǎn)品出口時，進(jìn)口國的生產(chǎn)力就會通過其貿(mào)易伙伴的研發(fā)效應(yīng)和技術(shù)擴散得到提高。
2數(shù)據(jù)、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2007的《中國統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)研究問題的需要，按進(jìn)口（M）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）等指標(biāo)，作為樣本進(jìn)行分析。
由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，不滿足傳統(tǒng)的多元回歸或其他方法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關(guān)系，也會由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢而顯現(xiàn)一定的關(guān)系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協(xié)整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關(guān)系，然后進(jìn)行驗證；而協(xié)整分析則是事后假定，即先判斷單整階數(shù)，只有變量間單整階數(shù)相同，或不同階數(shù)的變量經(jīng)過組合后，理論上可能存在長期的均衡關(guān)系，才可以假定方程式。筆者根據(jù)研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行計量分析，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時，GDP按當(dāng)年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對數(shù)，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。為考察進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文采用GDP、M的自然對數(shù)形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1樣本數(shù)據(jù)描述性分析
從我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進(jìn)口貿(mào)易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現(xiàn)不平穩(wěn)，即序列使非平穩(wěn)時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數(shù)據(jù)序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調(diào)整后的時間序列趨于平穩(wěn)。
2.2樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
在進(jìn)行計量分析時，首先要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）檢驗。
由于ADF=-1.739381，大于1%臨界值，所以LnGDP是非平穩(wěn)的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數(shù)，在一階差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩(wěn)的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關(guān)的。
2.3Granger因果檢驗
進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系用經(jīng)濟(jì)計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數(shù)據(jù)調(diào)入Eview5.0進(jìn)行Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表2。
從表2可以看出，進(jìn)口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原因，即進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長之間具有Granger因果關(guān)系。所以筆者在做協(xié)整分析時可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)有關(guān)理論，將進(jìn)口作為經(jīng)濟(jì)增長的一個原因來分析。
2.4協(xié)整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進(jìn)口貿(mào)易總額數(shù)據(jù)都是一階單整的，他們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協(xié)整回歸方程：
其中括號內(nèi)給出的數(shù)字是t值。根據(jù)t值、R2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關(guān)性，進(jìn)口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進(jìn)行協(xié)整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩(wěn)性，若殘差序列是平穩(wěn)的，則變量之間的關(guān)系是協(xié)整的；反之，則不是協(xié)整的。其檢驗方法就是采取單位根（ADF）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設(shè)，即序列平穩(wěn)。從殘差序列的單位根檢驗結(jié)果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設(shè)，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩(wěn)。進(jìn)而說明LnGDP與LnM之間存在協(xié)整關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值與進(jìn)口之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
3結(jié)論
通過對我國進(jìn)口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的實證分析，以及根據(jù)GDP、M因果關(guān)系分析，并在此基礎(chǔ)上建立協(xié)整分析，可以看出進(jìn)口與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，盡管各自的增長是非平穩(wěn)的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，進(jìn)口在很大程度上可以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。通過實證分析得出，進(jìn)口與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，從長期來看，進(jìn)口增加1%，會引起經(jīng)濟(jì)增長1.123%。當(dāng)前出口導(dǎo)向的政策不僅為我國對外貿(mào)易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產(chǎn)品導(dǎo)致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當(dāng)增加原材料、設(shè)備、尤其是高科技產(chǎn)品的進(jìn)口，這不僅有利于解決當(dāng)前我國對外貿(mào)易存在的問題，而且有助于提高我國技術(shù)水平及資源使用率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，改變經(jīng)濟(jì)增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當(dāng)前的外匯儲備為我國增加進(jìn)口提供了充足的資金。因此，要對我國的進(jìn)出口有一個重新的認(rèn)識，不能一味的強調(diào)出口、強調(diào)順差、“重出口輕進(jìn)口”，要認(rèn)識到進(jìn)口對GDP的拉動作用，保持進(jìn)口與出口的均衡發(fā)展，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長。
參考文獻(xiàn)
近年來，中國對外貿(mào)易順差的不斷擴大給中國帶來了政治上和經(jīng)濟(jì)上的諸多問題，也引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。研究表明，中國在國際分工中所處的地位是中國對外貿(mào)易失衡的主要原因，即中國在國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中扮演著加工裝配地的角色，有大量的進(jìn)口中間品經(jīng)過加工組裝后出口到海外，導(dǎo)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(mào)易比最終品貿(mào)易更為頻繁，碎片化生產(chǎn)和外包已經(jīng)成為常態(tài)。
田文（2005）認(rèn)為，目前由于新興工業(yè)化國家與發(fā)展中國家不斷加入到國際分工中來,產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易不但在量上成為國際貿(mào)易顯著增長的原因,而且成為國際貿(mào)易流向與格局變化的重要力量,成為發(fā)展中國家實現(xiàn)工業(yè)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的新途徑。崔瑋（2009）根據(jù)聯(lián)合國BEC行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)對中國中間品的進(jìn)口規(guī)模進(jìn)行了估算，認(rèn)為我國進(jìn)口商品主要為中間投入品，占總進(jìn)口的比例達(dá)到了60%左右，中國已積極加入到國際產(chǎn)品內(nèi)分工中。Sven.W.Arndt(2007)強調(diào)，現(xiàn)在，越來越多的產(chǎn)品在多個國家生產(chǎn)，對于雙邊貿(mào)易平衡的分析考慮已經(jīng)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(jìn)口勢必會對中國的出口能力產(chǎn)生很大的影響，本文旨在通過數(shù)據(jù)分析中國的中間品進(jìn)口規(guī)模并運用面板數(shù)據(jù)分析其對中國制造品出口的影響。
二、中國的中間品進(jìn)口規(guī)模
在本文研究中間品進(jìn)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(jìn)口規(guī)模。由于本文主要側(cè)重于中間品進(jìn)口對制造品出口的影響分析，因此相應(yīng)的中間品是指生產(chǎn)制造品所需的中間投入品，基于SITC2的分類標(biāo)準(zhǔn)，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(jìn)口規(guī)模不斷擴大，占世界中間品總進(jìn)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(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重有所下降外，其他類別的中間品進(jìn)口比重都呈大幅上升趨勢，2009年多數(shù)類別的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)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(shù)據(jù)處理設(shè)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(xué)用品、手表等的中間品進(jìn)口比重占到了世界總進(jìn)口的10%以上，77類和88類甚至超過了15%，中國中間品進(jìn)口擁有如此大的規(guī)模，足以說明，中國已經(jīng)成為了“世界工廠”，大量的進(jìn)口中間投入品進(jìn)行加工組裝后再將制成品出口到其他國家和地區(qū)。
圖1中國各類中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重
數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)庫以及作者的計算
但是單憑中間品進(jìn)口占世界中間品總進(jìn)口的比重還不足以說明中國在加工裝配方面所具有的優(yōu)勢，進(jìn)口顯性比較優(yōu)勢（RCA）指數(shù)則可以給出有力的證明。進(jìn)口RCA指數(shù)是出口RCA指數(shù)的一種變形，當(dāng)RCA指數(shù)用中間品的進(jìn)口數(shù)據(jù)來進(jìn)行計算，那么該指數(shù)可以用來判斷一國在零部件組裝上是否具有比較優(yōu)勢，公式為：
如果大于1則說明i國在j產(chǎn)品的裝配上具有比較優(yōu)勢，反之，則說明i國在j產(chǎn)品的裝配上具有比較劣勢。
根據(jù)進(jìn)口RCA指數(shù)的公式，可以計算出中國在涉及中間品加工裝配的行業(yè)中是否具有比較優(yōu)勢，圖2為2009年中國13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)。
圖22009年中國13類制造行業(yè)的進(jìn)口RCA指數(shù)
數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國COMTRADE數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)處理設(shè)備、77類——電動機械、儀器和用具及零件、87類——專業(yè)科學(xué)控制儀器、器具和88類——攝影器材及用品、光學(xué)用品、手表等的進(jìn)口RCA指數(shù)均大于1，說明中國在這些行業(yè)的加工裝配上是具有比較優(yōu)勢的，與圖1相對應(yīng)的，這些行業(yè)的中間品進(jìn)口占世界總進(jìn)口的比重也是最高的。
三、中間品進(jìn)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(jìn)口規(guī)模巨大，且在一些制造行業(yè)的加工裝配上具有比較優(yōu)勢，這些都會對中國的制造品出口產(chǎn)生直接的影響，從而導(dǎo)致中國的對外貿(mào)易順差大幅增加。那么，中間品進(jìn)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(jìn)行研究。
下面利用1987-2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型分析中間品進(jìn)口對中國制造品出口的影響，計量模型設(shè)定
Log表示對數(shù)值，相關(guān)指標(biāo)的定義和數(shù)據(jù)來源見表1。
表1變量定義及數(shù)據(jù)來源
經(jīng)過前一部分的分析可以知道，中國的中間品進(jìn)口額和進(jìn)口RCA指數(shù)均可以用來衡量中國中間品的進(jìn)口規(guī)模，而這兩個指標(biāo)存在一定的相關(guān)性，將這兩個指標(biāo)分別代入模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，既可以測算中間品的進(jìn)口對中國制造品出口的影響，又可以檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，因此設(shè)置了兩個結(jié)構(gòu)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(mào)易伙伴國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，因此在該模型中加入了中國主要貿(mào)易伙伴國的加權(quán)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(qū)的GDP進(jìn)行加權(quán)。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(guān)性的影響，在模型估算中對對數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)口額對數(shù)值一階差分后的指標(biāo)，其他指標(biāo)類似。經(jīng)檢驗，模型采用隨機效應(yīng)，實證結(jié)果如表2所示。
表2中間品進(jìn)口對中國制造品出口影響的實證結(jié)果
注：，，分別表示1%，5%和10%水平下顯著，括號中數(shù)值為t值。
對比兩個模型的實證結(jié)果可以看到，各變量系數(shù)相對穩(wěn)定且差異不大，說明模型結(jié)構(gòu)較為穩(wěn)定。中間品進(jìn)口對中國制造品出口的影響反映在PC和RCA的系數(shù)上，結(jié)果表明中間品進(jìn)口以及進(jìn)口RCA指數(shù)對中國制造品出口存在顯著的正的影響，也就是中間品進(jìn)口的增加和進(jìn)口RCA指數(shù)上升都將顯著的促進(jìn)中國制造品出口的增加。中間品進(jìn)口增加1%，中國制造品出口將增加0.35%，而進(jìn)口RCA指數(shù)上升1%，中國制造品出口將增加0.11%。這一結(jié)果足以證明，中國在國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中所扮演的加工裝配地的角色導(dǎo)致了中國制造品出口的大量增加。中國的GDP和中國主要貿(mào)易伙伴國的加權(quán)GDP同樣對中國制造品的出口產(chǎn)生正的影響且非常顯著，特別是主要貿(mào)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(fù)的影響，即人民幣的升值會導(dǎo)致中國制造品出口的下降，結(jié)果符合預(yù)期。
關(guān)鍵詞: 實際有效匯率;一般貿(mào)易進(jìn)口;加工貿(mào)易進(jìn)口;貿(mào)易結(jié)構(gòu)
中圖分類號:F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴隨著中國產(chǎn)品的大量出口，中國的貿(mào)易盈余持續(xù)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(nèi)關(guān)注的話題。在學(xué)術(shù)界人民幣實際匯率變動對中國對外貿(mào)易的影響并沒有達(dá)成共識，盡管多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關(guān)于人民幣實際匯率變化對中國進(jìn)口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經(jīng)典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進(jìn)口的描述，經(jīng)過實證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點:一種觀點認(rèn)為人民幣匯率變動對中國的進(jìn)口額不存在顯著影響，另一種觀點認(rèn)為人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的進(jìn)口額。
因為理論與實際之間存在著分歧，才構(gòu)成了人民幣實際有效匯率變動的進(jìn)口效應(yīng)之迷，本篇文章主要關(guān)注的是人民幣匯率變動對中國的進(jìn)口方面的影響。通過研究人民幣實際有效匯率變動對進(jìn)口額的影響，來解釋中國的進(jìn)口與匯率之間存在的特殊關(guān)系，并從貿(mào)易結(jié)構(gòu)與進(jìn)口產(chǎn)品構(gòu)成的角度做出解釋。本文發(fā)現(xiàn)中國的進(jìn)口額伴隨著人民幣實際有效匯率升值而減少，并且進(jìn)口與出口之間存在推動關(guān)系，這是由于中國獨特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)與區(qū)域間經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系形成的。在中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，加工貿(mào)易的比重一直超過50%，而加工貿(mào)易進(jìn)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(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)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(guān)系，更多的是基于生產(chǎn)價值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關(guān)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(mào)易進(jìn)口以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響。
二､計量模型與數(shù)據(jù)處理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻(xiàn)中所使用的進(jìn)口方程模型的基礎(chǔ)上改進(jìn)的模型。模型采用了對數(shù)形式，利用對數(shù)形式并且加入時間趨勢項對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理。同時在模型中對數(shù)形式下可直接取得實際有效匯率變動對進(jìn)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(jìn)口額的影響，在保證了原模型主體的基礎(chǔ)上對模型進(jìn)行了調(diào)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(jìn)口額，reert表示人民幣的實際有效匯率，yt表示中國國內(nèi)的市場需求，t表示時間趨勢項。
選取的數(shù)據(jù)是由1995年1月至2006年12月的數(shù)據(jù)，由于數(shù)據(jù)的時間跨度較長，必須考慮期間中可能出現(xiàn)的結(jié)構(gòu)性變動因素。本文將所有數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)劃分為以上兩個時間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿(mào)易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿(mào)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(mào)易壁壘，同時中國自身也存在著對本國的進(jìn)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(shù)據(jù)分成兩段分別進(jìn)行回歸。
為了精確的估算實際有效匯率變動對進(jìn)口額的影響，考慮到中國獨特的貿(mào)易結(jié)構(gòu)和進(jìn)口結(jié)構(gòu)，將進(jìn)口額區(qū)分為一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行分析。基于數(shù)據(jù)模型對1995年1月-2001年12月期間的進(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額分別進(jìn)行了回歸分析。
在數(shù)據(jù)處理方面，采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國的進(jìn)口貿(mào)易總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額月度數(shù)據(jù)。采用國際清算銀行的實際有效匯率指數(shù)，核算中國月度的實際有效匯率。采用經(jīng)過CPI平減與季度調(diào)整的中國工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)。
三､模型計算結(jié)果
對1995年1月-2006年12月整個樣本區(qū)間進(jìn)行回歸分析，估算時間段中人民幣實際匯率對中國進(jìn)口總額以及一般貿(mào)易進(jìn)口額的影響見表1，整體的樣本區(qū)間的回歸可能存在結(jié)構(gòu)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(jìn)口總額與一般貿(mào)易進(jìn)口額，而一般貿(mào)易進(jìn)口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區(qū)間為1995年1月-2001年12月，分別對進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行分析，結(jié)果見表2。在樣本范圍內(nèi)，估算實際有效匯率每升值1%，進(jìn)口總額將減少0.941%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少2.952%。國內(nèi)市場需求每增長1%，進(jìn)口總額將增加1.255%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將增加1.157%，一般貿(mào)易進(jìn)口額對匯率波動較總進(jìn)口額更為敏感。
選取樣本區(qū)間為2002年1月-2006年12月，分別對進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額､加工貿(mào)易進(jìn)口額進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3。在樣本區(qū)間內(nèi)，人民幣實際有效匯率升值1%，進(jìn)口總額減少1.054%，一般貿(mào)易進(jìn)口額將減少1.783%，而實際有效匯率變動對加工貿(mào)易進(jìn)口的影響不顯著。國內(nèi)市場需求每增長1%，進(jìn)口總額增長0.857%，一般貿(mào)易進(jìn)口額增長 0.68%，加工貿(mào)易進(jìn)口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿(mào)易組織以后，中國的進(jìn)口總額對實際有效匯率變動表現(xiàn)的更為敏感，而一般貿(mào)易進(jìn)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(fā)現(xiàn)人民幣匯率的實際升值將導(dǎo)致中國進(jìn)口總額､一般貿(mào)易進(jìn)口額的減少，而對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響則并不顯著。
四､對回歸結(jié)果的解釋
通過對模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口總額的減少，中國一般貿(mào)易進(jìn)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(mào)易進(jìn)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(jìn)口的貿(mào)易方式構(gòu)成，見表4，中國進(jìn)口商品主要由兩部分構(gòu)成，一是加工貿(mào)易進(jìn)口，二是一般貿(mào)易進(jìn)口。以2007年進(jìn)口數(shù)據(jù)為例，2007年加工貿(mào)易進(jìn)口額占進(jìn)口總額的46%，而一般貿(mào)易與其他項目一共占進(jìn)口總額的54%。因為中國進(jìn)口額的這種特別構(gòu)成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額以及一般貿(mào)易與其他進(jìn)口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿(mào)易進(jìn)口額的影響并不顯著。加工貿(mào)易一直在中國對外貿(mào)易方式中占據(jù)相當(dāng)重要的地位。歷年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，加工貿(mào)易出口基本占據(jù)了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現(xiàn)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(fā)展以出口為導(dǎo)向的外向型經(jīng)濟(jì);二是來源于經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展所導(dǎo)致的生產(chǎn)專業(yè)化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿(mào)易的進(jìn)口額對人民幣實際有效匯率波動的不敏感與全球范圍內(nèi)的國際生產(chǎn)布局的完成有關(guān)。
加工貿(mào)易不同于一般貿(mào)易的最大的特點是加工貿(mào)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(yīng)國際化分工的發(fā)展和生產(chǎn)布局的要求，中國從事加工貿(mào)易出口的制造業(yè)企業(yè)已經(jīng)進(jìn)入跨國公司生產(chǎn)的價值鏈。在經(jīng)濟(jì)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(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)階段仍然是勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)與裝配，而這種已經(jīng)形成的生產(chǎn)布局不可能在短期內(nèi)發(fā)生根本性的變動。跨國公司站在全球的角度，對產(chǎn)品生產(chǎn)與裝配階段的成本變動進(jìn)行調(diào)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(chǎn)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(diào)整其國際生產(chǎn)布局與生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)。因此人民幣近年來實際匯率的緩慢升值無法從本質(zhì)上影響中國的加工貿(mào)易進(jìn)口與加工貿(mào)易出口額，從加工貿(mào)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(mào)易的貿(mào)易盈余。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿(mào)易以及其他項目進(jìn)口額的影響
通過對前面模型的分析，發(fā)現(xiàn)人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿(mào)易以及其他項目的進(jìn)口額。造成這種現(xiàn)象的原因在于中國與其他亞洲國家的區(qū)域貿(mào)易模式，而決定中國與亞洲各國家區(qū)域貿(mào)易模式的根源在于中國在整個國際化生產(chǎn)布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區(qū)對外貿(mào)易的數(shù)據(jù)后，我們發(fā)現(xiàn)中國在對外貿(mào)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(mào)易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿(mào)易逆差，見圖1。
伴隨著中國的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)逐漸向價值鏈的上游轉(zhuǎn)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(jīng)不再是簡單的競爭替代關(guān)系，而是逐漸轉(zhuǎn)化為分工合作關(guān)系。中國與亞洲各國間的區(qū)域貿(mào)易模式是由中國在整個制造業(yè)生產(chǎn)價值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區(qū)國家作為原料進(jìn)口的來源地，主要進(jìn)口能源､原材料､半成品､零部件､機器設(shè)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(qū)國家主要的區(qū)域貿(mào)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(jìn)口同時存在，這一現(xiàn)象由中國在產(chǎn)業(yè)價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進(jìn)口原材料和初級產(chǎn)品，在本國內(nèi)進(jìn)行加工生產(chǎn)，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(chǎn)相關(guān)的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機器運輸設(shè)備等產(chǎn)品的進(jìn)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(nèi)進(jìn)口聯(lián)系在一起，表現(xiàn)為中國出口對進(jìn)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(jìn)口額，進(jìn)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(jīng)濟(jì)的發(fā)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(jìn)口以及出口產(chǎn)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(jìn)口與出口額，單純依靠人民幣匯率調(diào)整并不能有效影響加工貿(mào)易帶來的貿(mào)易順差，而人民幣匯率調(diào)整對中國整體貿(mào)易盈余的影響則有待于進(jìn)一步的研究。
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【關(guān)鍵詞】中國-東盟；貿(mào)易效應(yīng)；協(xié)整檢驗
一、引言
中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA），于2002年11月簽署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面啟動，涵蓋11個國家、19億人口，是世界上人口最多的自由貿(mào)易區(qū)，也是發(fā)展中國家間最大的自由貿(mào)易區(qū)。
關(guān)于經(jīng)濟(jì)一體化對貿(mào)易影響的研究比較成熟的是對歐洲經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易效應(yīng)研究，大部分研究發(fā)現(xiàn)，歐洲經(jīng)濟(jì)一體化對于貿(mào)易是正的且顯著的效應(yīng)。國內(nèi)對中國-東盟的貿(mào)易效應(yīng)研究顯示，CAFTA對貿(mào)易具有擴大效應(yīng)，但對中國的凈的貿(mào)易效應(yīng)為負(fù)。陳漢林，涂艷（2007）認(rèn)為貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)遠(yuǎn)大于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，且差額在逐年增加，對中國而言凈貿(mào)易效應(yīng)為負(fù)；陳雯（2009）和徐婧（2008）認(rèn)為CAFTA對區(qū)域內(nèi)貿(mào)易有正的效應(yīng)，且對中國從東盟進(jìn)口的作用較大。
使用引力模型估計是研究貿(mào)易協(xié)定效應(yīng)的重要方法。早期的研究多使用橫截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析如：郎永峰，尹翔碩（2009），陳雯（2009），Marie，Eric（2011）。但現(xiàn)有文獻(xiàn)對CAFTA效應(yīng)的研究大多忽略了由于遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，且在使用面板數(shù)據(jù)分析時忽略了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，可能會造成謬誤回歸。本文進(jìn)行了面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗，且使用個體固定效應(yīng)模型估計，減輕由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。
二、數(shù)據(jù)和模型設(shè)定
本文使用的引力模型是對Ma'tya's，L.（1997）中引力模型樣板的一個改版。Ma'tya's，L.（1997）認(rèn)為正確的計量經(jīng)濟(jì)引力模型的樣板如下：
ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）
其中，EXPijt是i國與j國在t期的貿(mào)易量；Yit和Yjt分別是i國和j國在t期的實際GDP；ωij是指i國和j國的貿(mào)易組特征，如共同邊界、共同貨幣、距離和文化聯(lián)系等；CAFijt虛擬變量，當(dāng)i國和j國在t期時是自由貿(mào)易區(qū)的成員時取1，否則取0；αi是進(jìn)口國固定效應(yīng)；γj是出口國固定效應(yīng)；λt是時間固定效應(yīng)；μijt是隨機誤差項。
由于本文是基于中國角度分析CAFTA的影響，因而采用“單國模式”進(jìn)行研究。“單國模式”與“多國模式”的不同在于需要分別對進(jìn)口和出口進(jìn)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(jìn)口的回歸方程，方程（3）是出口的回歸方程。其中，i國表示中國，j國表示其貿(mào)易伙伴；DGDPPCijt是j國與中國在t期的實際人均GDP差額，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分別表示中國和j國在t期的實際人均GDP，根據(jù)林達(dá)的偏好相似理論，實際人均收入的差距與貿(mào)易量應(yīng)當(dāng)是反向關(guān)系；DISTij表示j國與中國的距離，兩國距離遠(yuǎn)近可以衡量貿(mào)易成本的大小，因而距離與貿(mào)易量是反向關(guān)系；CAFijt與LANij為虛擬變量，CAFijt中國與j國在t期都為中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)成員時取1，否則取0；LANij中國與j國使用同一種語言取1，否則取0，使用同一種語言的兩國或地區(qū)其文化聯(lián)系較大，因而對貿(mào)易的效應(yīng)是正的。
本文樣本是中國與東盟十國以及12個主要的貿(mào)易伙伴2000-2012年間的雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)。其中東盟十國是文萊、緬甸、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南；12個主要的貿(mào)易伙伴包括：香港、日本、巴西、英國、德國、法國、意大利、荷蘭、俄羅斯、加拿大、美國和澳大利亞。
數(shù)據(jù)來源：雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國UNCTAD數(shù)據(jù)庫；以2005年為基期的實際人均GDP來源于ERS International Macroeconomic 數(shù)據(jù)庫；以2005年為基期的實際GDP來源于IMF數(shù)據(jù)庫；RTA數(shù)據(jù)來源于WTO數(shù)據(jù)庫；距離以及共同語言數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。
三、實證結(jié)果
為避免數(shù)據(jù)序列因存在單位根過程而造成的謬誤回歸，本文進(jìn)行面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗，回歸結(jié)果見表1和表2。結(jié)果顯示：所有變量在1%顯著水平下都是一階單整的，且在1%顯著水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)，即存在協(xié)整關(guān)系。表1IPS單位根檢驗結(jié)果變量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC變量水平截距項3.142.794.614.684.82截距項和趨勢項2.430.640.751.530.19一階差分截距項-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滯后長度根據(jù)BIC準(zhǔn)則選擇；***表示1%水平下顯著。
表2面板協(xié)整檢驗結(jié)果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：協(xié)整檢驗包含截距項和趨勢項，滯后長度根據(jù)SIC標(biāo)準(zhǔn)選擇，最大為2；***表示在1%水平下顯著。
本文對方程（2）和（3）的回歸采用混合面板回歸的方法，回歸結(jié)果見表三。由于遺漏變量的存在可能導(dǎo)致解釋變量與隨機誤差項相關(guān)，進(jìn)而導(dǎo)致實證結(jié)果存在內(nèi)生性偏誤。本文通過固定個體效應(yīng)控制樣本不可觀測的遺漏因素減輕內(nèi)生性問題，即采用個體固定效應(yīng)模型估計。
由表可以看出：
（1）實際GDP對貿(mào)易的效應(yīng)是正的，且在混合面板回歸和個體固定效應(yīng)回歸的結(jié)果都是在1%水平下顯著，表明貿(mào)易量與經(jīng)濟(jì)規(guī)模正相關(guān)；實際人均收入差額對出口的影響在混合面板回歸和個體固定效應(yīng)回歸中的結(jié)果符號不同且不顯著，而對進(jìn)口的影響在混合面板回歸中是負(fù)的且顯著，但在個體固定效應(yīng)回歸中符號改變且不顯著，此結(jié)果不支持林達(dá)的偏好相似理論；兩國的距離可以表示兩國間貿(mào)易的運輸成本，對進(jìn)口和出口的回歸結(jié)果顯示距離的系數(shù)為負(fù)且顯著，與預(yù)期一致；共同語言代表兩國或地區(qū)間的文化聯(lián)系，其系數(shù)在進(jìn)口和出口的回歸結(jié)果中都為正且顯著，表明貿(mào)易雙方間的文化聯(lián)系對貿(mào)易有正的影響，與預(yù)期相符。
（2）CAFTA虛擬變量的系數(shù)在對進(jìn)口和出口的混合面板回歸中為負(fù)且不顯著，但在個體固定效應(yīng)回歸中符號發(fā)生變化，其中對出口的回歸中系數(shù)為正且在5%水平下顯著，對進(jìn)口的回歸中系數(shù)為負(fù)且在5%水平下顯著。這表明控制遺漏變量造成的內(nèi)生性的重要作用，即在控制了由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性后中CAFTA的簽訂對中國向東盟國家的出口由不顯著的負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)；而對中國從東盟國家的進(jìn)口的負(fù)效應(yīng)有微弱增加。表3對出口和進(jìn)口的回歸結(jié)果
出口方程進(jìn)口方程解釋變量混合面板回歸固定效應(yīng)回歸混合面板回歸固定效應(yīng)回歸ln（Y1）1.70***（-15）1.39***（-8.6）1.52***（-11）1.63***（-7.9）ln（Y2）0.96***（-38）1.29***（-4）1.02***（-33）1.19***（-2.9）DGDPPC-0.02（-0.5）0.2（-1.6）-0.25***（-4.7） 0.12（-0.8）CAFTA-0.036（-0.70）0.067**（-2.02）-0.089（-1.93） -0.091**（-2.17）LAN0.70***（-14）1.08***（-18）ln（DIST）-0.89***（-11） -0.97***（-10） 注：括號里面為t值，***表示1%水平下顯著，**表示5%顯著水平下顯著。
四、結(jié)論
本文利用引力模型的拓展版本對CAFTA的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示：貿(mào)易雙方的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、文化聯(lián)系對貿(mào)易有正的影響，而距離對貿(mào)易的影響是負(fù)的，這與經(jīng)典的引力模型分析結(jié)果是一致的。
CAFTA對中國與東盟國家之間貿(mào)易的影響在沒有控制遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性時為負(fù)且不顯著，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)（陳雯 2009，徐婧 2008）的結(jié)論不一致。在控制內(nèi)生性的個體固定效應(yīng)回歸中CAFTA對中國向東盟的出口具有促進(jìn)作用，而對中國從東盟的進(jìn)口是負(fù)效應(yīng)，對中國而言凈的貿(mào)易效應(yīng)是正的，這與大部分現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論一致，說明建立中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)能夠促進(jìn)我國對東盟的出口。
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