进口贸易数据范文1
贸易伪报下的资本外逃是一种隐蔽的非法行为，其规模难以直接测算。由于贸易伪报下的资本外逃是造成中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的重要原因，因此可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值入手，通过分析主要的可观测因素，进而间接测算出贸易伪报下资本外逃的规模。
(一)中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值
根据国际收支平衡表的编制原理和国际收支账户分析方法，中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值主要受以下5个因素的影响。
1．贸易双方的统计口径和方法不同。
统计口径和方法不同，如统计辖区不同、运输时滞不同以及再出口内涵不同①等，都会造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异。但由于统计口径和方法不同所产生的影响会相互抵消，其对双方贸易数据统计差异值的综合影响是有限的。
2．到岸价与离岸价的差别。
世界各国海关和统计机构通常以到岸价(CIF，货物价值包括从装运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算进口货物价值，同时以离岸价(FOB，货物价值不包括从转运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算出口货物价值。到岸价与离岸价之差主要由出口国(原产国)运送货物到进口国(目的国)的保险费和运输费构成，大概为离岸价的10%。
3．转口贸易及其增加值。
中国经转口国或地区转运到贸易伙伴的货物价值通常高于转口国或地区直接从中国进口时的货物价值，这是因为转运商为追逐利润而抬高了货物价格。这部分增加值没有计入中国的出口统计数据，但被计入了贸易伙伴的进口统计数据。
4．加工贸易增加值和走私。
加工贸易商品在出口后可能被中间商购买，经中间商再转卖给贸易伙伴，中间商为追逐利润的加价行为会使贸易伙伴的进口报关价格高于加工贸易商品的出口报关价格。由于没有足够信息用于判断被中间商购买和转卖的货物价值，因此很难量化中间商加价行为对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。同时，货物走私逃避了海关监管，这也会造成进出口双方贸易数据统计的差异，如走私的货物价值未记录在出口国的出口账户，却记录在进口国的进口账户上。
5．贸易伪报。
贸易伪报是不法分子故意在进出口的货物价值上弄虚作假，以达到掩盖非法资本流出或流入的目的。贸易伪报可分为出口伪报和进口伪报。出口伪报，即出口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括出口低报和出口高报。出口低报是由出口商开出低于出口货物实际价值的发票，进口商将发票金额与实际货物价值的差额存入出口商在国外的账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;出口高报是出口商以高于出口货物实际价值的发票向本国海关申报，其目的是绕过资本项目监管，使国外资本非法流入国内。进口伪报，即进口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括进口高报和进口低报。进口高报是国外供货商开出高于进口货物实际价值的发票，国内进口商向货币当局申请的用汇高于实际用汇，其差额就存入了进口商的国外账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;进口低报是指进口商向海关申报的进口货物价值低于实际货物价值，使本应汇至境外的贸易结算资金滞留国内，其目的是绕过资本项目管制，使国外资本非法流入国内。上述5个因素是造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异的主要原因。统计口径和方法不同以及加工贸易增加值和走私的影响虽然难以测算，但这些因素所产生的影响会彼此抵消，其综合影响有限，甚至可以忽略不计。到岸价和离岸价的差别可按照国际惯例将其换算成统一的计价方式。转口贸易及其增加值的影响也可根据中国与转口国或地区的转口贸易数据进行估计。贸易伪报是一种隐蔽的非法行为，其影响很难直接测算，但可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值中剔除主要的可观测因素后进行间接测算。值得注意的是，贸易伪报下会同时产生资本外逃和资本非法流入。出于研究目的，本文剔除资本非法流入的影响，以出口低报导致的资本外逃与进口高报导致的资本外逃之和，对贸易伪报下资本外逃的规模进行测算。
(二)贸易伪报下资本外逃规模的测算模型
基于以上分析，在对中国与贸易伙伴进出口贸易数据，特别是转口贸易数据进行CIF/FOB转换①和相应调整后，先计算出中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值;然后再从统计差异值中剔除资本非法流入的影响，就能计算出中国出口低报导致的资本外逃和进口高报导致的资本外逃，两者之和即为贸易伪报下资本外逃的规模测算值。1．出口低报导致的资本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit为中国与贸易伙伴i在t年出口项下的贸易数据统计差异值;PIit为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;Ci为贸易伙伴i与中国进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(2)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔVit为中国在t年经转口国或地区转出口到贸易伙伴i的转口贸易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;DEit为中国在t年对贸易伙伴i出口的货物价值。式(1)中，MEit＞0，说明中国不法分子低报出口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国出口低报导致资本外逃的规模测算值;MEit＜0，说明中国不法分子高报出口货物价值，其加总就是一定时期内中国出口高报导致资本非法流入的规模测算值;MEit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国出口低报导致资本外逃的规模测算值为：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．进口高报导致的资本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit为中国与贸易伙伴i在t年进口项下的贸易数据统计差异值;DIit为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;Ci为中国与贸易伙伴i进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(CIF/FOB)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔV''''it为贸易伙伴i在t年经转口国或地区转出口到中国的转口贸易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;PEit为贸易伙伴i在t年对中国出口的货物价值。式(3)中，MIit＞0，说明中国不法分子高报进口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国进口高报导致资本外逃的规模测算值;MIit＜0，说明中国不法分子低报进口货物价值，其加总就是一定时期内中国进口低报导致资本非法流入的规模测算值;MIit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国进口高报导致资本外逃的规模测算值为:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)综上，中国贸易伪报下资本外逃规模的测算值(TCF)等于出口低报导致资本外逃的规模测算值(CFE)加上进口高报导致资本外逃的规模测算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、样本选择与处理
在具体测算中国贸易伪报下资本外逃的规模时，需要对理论模型中的相关变量及其样本数据进行选择和处理，以提高所做测算的合理性和精确度。
1．样本期为2001—2011年。
2001年加入世界贸易组织后，中国实行了一系列关税减让措施，相继落实了各项改革承诺，中国与海外国家或地区的贸易往来日益频繁，这为贸易伪报下资本外逃提供了较多的渠道和机会。从样本数据的可得性和质量考虑，2001—2011年的样本数据是由加入世界贸易组织后国内外一些权威统计机构提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度样本数据是齐备的。因此，本文选取2001—2011年作为样本期，样本数据为年度数据。
2．以香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方。
香港是著名国际自由港。一方面，中国内地是香港转口货物最重要的来源地，2001—2011年香港转口货物中，原产地为中国内地的货物价值为19541亿美元，占转口货物价值的62%;中国内地也是香港转口货物的重要目的地，同时期香港转口货物中，转口目的地为中国内地的货物价值为15219亿美元，占转口货物价值的48%。另一方面，香港统计和公布的转口贸易数据比较详实，包括中国转口到贸易伙伴的贸易数据和贸易伙伴转口到中国的贸易数据。可以认为，选择香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方较为合理。
3．对转口贸易样本数据的处理。
为消除香港转口贸易对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响，就需要知道香港转口贸易具体的转口目的地。因为现有样本数据只包含中国内地通过香港转口到贸易伙伴的整体货物价值，以及贸易伙伴通过香港转口到中国内地的整体货物价值，并没有细分到具体国家或地区的转口货物价值，所以本文首先计算中国内地通过香港转口到贸易伙伴的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔVit)和贸易伙伴通过香港转口到中国内地的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后将它们从中国与贸易伙伴贸易数据统计的总体差异值中扣除，以消除转口贸易及其增加值对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。另外，考虑到香港转口的到岸价与离岸价的差别，本文借鉴相关文献，特别是杨汝岱(2008)所做的研究，将中国到香港的CIF/FOB转换系数Ca和贸易伙伴到香港的CIF/FOB转换系数C''''a均按104%进行计量。香港转口贸易的整体增值率为［转口额－(进口额－留港自用)］/(进口额－留港自用)，根据经济学家进行的估算，中国内地转口贸易增值率比香港转口贸易整体增值率约高出10%，贸易伙伴经过香港转出口到中国内地的转口贸易增值率按香港转口贸易整体增值率计算。香港转口贸易整体增值率和香港转口贸易增加值的测算结果见表1。4．主要贸易伙伴国或地区的选择。由于贸易伙伴国或地区的选择对最终测算结果有较大影响，为测算中国贸易伪报下资本外逃的规模，本文需分析中国与贸易伙伴的进出口统计数据，并计算两者之间的统计差异。本文在选择贸易伙伴国或地区时遵循两个原则:一是选择经济比较发达的国家或地区，因为它们的市场化程度高、资本管制少、统计数据也齐备;二是选择与中国贸易往来比较密切的国家或地区，因为它们与中国进出口贸易的货物价值占中国全部进出口货物价值的比重大，以此测算贸易伪报下资本外逃规模的结果就更加准确。基于这样的认识，本文选取美国、日本、德国、荷兰、法国、意大利、加拿大、西班牙、英国、香港、韩国、新加坡、台湾、印度尼西亚、印度、俄罗斯、马来西亚、澳大利亚、泰国、比利时、丹麦、芬兰、澳门、越南、波兰、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿马和智利等32个国家或地区的样本数据。样本期内，这些国家或地区在样本期内从中国进口的货物价值平均占中国全部出口货物价值的87%，其向中国出口的货物价值平均占中国全部进口货物价值的80%(表2)。
三、测算结果及其说明
进口贸易数据范文2
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，衡量一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。［1］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7350万美元，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入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，对市场准入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入和贸易政策的争论。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。［2］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。［3］(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。
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.Rodrik，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。［4］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1640亿美元，仅占传统贸易统计数据的69%。［5］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。四、结论本文通过对WTO基于各国出口产品附加值的新贸易统计数据出台的背景、优势及对我国可能产生的影响的分析，认为与传统的贸易统计数据相比，基于各国出口产品附加值的新贸易统计数据可以在追踪发展中国家进口中间产品和半成品的来源、审视全球贸易的不平衡情况、解决各国在市场准入和贸易政策上的争论、认识宏观经济冲击对全球经济和贸易的影响、重新审视贸易和就业的关系、重新认识贸易对环境的影响、真实评估一国的贸易竞争力等七个方面存在明显的优势。新贸易统计数据对我国可能产生的影响则主要体现在能够更好地衡量我国出口的竞争力及其在全球生产分工中的地位、更准确地衡量我国外贸不平衡的状况以及有效降低我国与其他国家间的贸易摩擦。因此，我国应当积极回应WTO在贸易统计数据方面的革新，适时调整我国相关的外贸数据统计方式，以更好地适应世界贸易发展的新变化。
作者：蒋庚华 郭沛 刘舒野 单位：南开大学国际经济研究所 东北师范大学经济学院 中国人民银行长春中心支行
进口贸易数据范文3
【关键词】 上海市;服务贸易
一、服务贸易进出口继续保持较快增速
2008年,上海服务贸易进出口克难前行,仍然保持了较快的增长速度:上海服务贸易进出口总额为735.7亿美元,同比增幅为31.6%,与近年相比增幅有所回落,但仍大大高于同期本市生产总值、第三产业增加值、货物贸易进出口的增长速度(见表1)。其中,上海服务贸易出口324.0亿美元,同比增长29.2%;上海服务贸易进口411.7亿美元,同比增长33.6%。
资料说明:上海服务贸易、货物贸易进出口增长率根据上海市商务委数据计算所得;上海GDP增长率、第三产业增长率根据历年《上海市国民经济和社会发展统计公告》计算;全国服务贸易进出口增长率根据商务部数据计算所得。
服务贸易进出口额占上海国际贸易进出口总额的比重上升到18.6%;服务贸易进出口额与GDP的比率达到36.7%,服务贸易对上海经济贸易的贡献程度日益加强。2008年,上海服务贸易进出口增速也大大高于全国增速,上海服务贸易进出口占全国服务贸易进出口总额的比重达24.2%,上海服务贸易发展对全国服务贸易的贡献程度进一步提升。上海服务贸易进出口增速也大大高于香港、新加坡等亚太服务贸易中心城市,上海服务贸易进出口规模与香港、新加坡的差距不断缩小。2000年香港服务贸易进出口额是上海的8.2倍,新加坡是上海的7.2倍;2008年香港服务贸易进出口额是上海的2.3倍,新加坡是上海的1.9倍。
资料说明:香港、新加坡数据根据WTO国际贸易数据库数据计算所得。
二、服务贸易进出口结构持续优化
运输、旅游这两项传统服务贸易一直是上海最主要的服务贸易项目,但比重持续下降:2008年这两项服务贸易出口合计占上海服务贸易出口额的比重达54%,比2000年下降了7.6个百分点。上海“其它服务”在服务贸易占比略高于全国水平,仍低于全球平均水平。
随着上海加快发展服务外包,计算机和信息服务进出口继续保持高速增长态势,2008年上海计算机和信息服务出口达25.4亿美元,同比增长53%,已成为上海第四大服务出口项目。2008年上海服务贸易逆差较上年大幅下降,主要源于咨询、计算机和信息服务等出口项目竞争力的增强。2008年上海咨询服务项目实现顺差42亿美元,同比增长58%;计算机和信息服务项目实现顺差17.2亿美元,同比增长45.3%。
进口贸易数据范文4
关键字：人民币汇率；进出口；加工贸易；马歇尔-勒纳条件
一、引言
由于受到许多因素的影响，尤其是美国对人民币的施压，中国人民银行在《2012年第四季度货币政策执行报告》中说，人民币小幅升值，双向浮动特征明显，汇率弹性明显增强。扩大汇率波动幅度是探索浮动汇率制的重要一步。然而在外部环境的作用下，汇率波动幅度的扩大实际上是一把双刃剑。欧美国家规模巨大的热钱转向新兴经济体淘金，发展势头良好的中国成为首选目标，这也在一定程度上推高了汇率。
依据马歇尔-勒纳条件，贸易商品的需求、供给弹性非常重要，它们能够决定某国的货币相对于其他国家货币贬值时是否会改善该国贸易收支状况。当且仅当出口需求弹性同进口需求弹性之和大于l，货币贬值才能够改善贸易收支；对于顺差国，货币升值抑制出口同时缓解顺差。在人民币汇率始终存在一个升值压力的背景下，研究人民币汇率升值对我国经济的影响十分重要。
二、加工贸易与人民币升值的关系
加工型贸易实际上是劳动密集型的行业，其进出口状况的变动对贸易结构整体影响非常巨大，是中国对外贸易的重要形式。加工贸易已成为我国出口贸易的主导，2011年，我国货物进出口总额为36421亿美元，我国加工贸易进出口总额达到13052.1亿美元，占同期我国进出口总额的35.80%。2012年，我国货物进出口总额为38667亿美元，我国加工贸易进出口总额达到13439亿美元，增长2%，占同期我国进出口总额的34.76%。
作为一种货币与另一种货币的比价，汇率的升值或贬值会直接反映到进出口商品和服务价格上，从而影响进出口规模和增长速度。由于决定一国进出口数量和价格的因素很多，所以汇率短期波动对进出口的影响通常不大。如果汇率长期地向一个方向调整，那么对进出口增长的影响就会显著地表现出来。
我国的加工贸易目前处于全球化产业链中的较低位置，零部件和原材料大量依赖进口，不存在对其他企业的示范效应和扩张效应，故我国目前出口产品的结构是以初级产品和劳动密集型产品为主，高技术产品出口不具有竞争优势。随着人民币的升值，我国人力资本优势被逐渐抵消，那么企业出口利润的下降将严重影响出口商的积极性。
三、人民币升值对加工贸易影响的分析与研究
加工贸易进出口状况的变动对贸易结构整体有重大影响，是中国对外贸易的主要方式。为分析人民币升值对加工贸易的具体影响，笔者试用国际收支弹性的相关理论及实证分析来进一步说明，以揭示人民币升值与加工贸易之间的关系。
（一）理论与数据分析
1.理论分析
笔者借助国际收支弹性理论来分析人民币升值对加工贸易的影响。国际收支弹性理论着重分析汇率因素对贸易收支的影响，认为货币贬值可以提高外国商品相对国内商品的价格，但贬值能否改善贸易收支取决于国际贸易的供求弹性。
需求弹性指的是价格变动所引起的进出口需求数量的变动程度。当进出口的需求弹性之和大于1，即（Dx+Dm）>1（Dx，Dm分别代表出口、进口需求弹性）时，某国家存在贸易逆差，当Vx
2.数据分析
下面我们来根据中美两国的通货膨胀率变化来分析汇率的变化和加工贸易之间的关系。人民币升值与国内通货膨胀存在负方向变动关系，进而在贸易过程中各国家通货膨胀率对贸易商品价格影响巨大，故在分析汇率同加工型出口贸易之间的关系时，需要将通货膨胀率这一因素内生化处理。因此在实证研究时应将名义汇率换算成实际汇率，剔除通货膨胀的外生影响。实际汇率的计算采用购买力平价理论，计算公式为：R*=R（Pa /Pb），其中R表示名义汇率，R*表示实际汇率，Pb表示美国通货膨胀率，Pa表示本国通货膨胀率，通过计算能够得出人民币兑换美元的实际汇率变化。
同时经济实力与加工贸易也存在着很大的关系。衡量一国经济实力的指标通常为该国的GDP总量。中国加工型贸易的三大对象国分别是美国、欧盟及日本，故应该对其GDP做加权平均处理，令其成为汇率与加工型进出口贸易关系实证研究的某个变量。但由于现有统计数据和权数难以获得，且汇率数据是人民币兑换美元汇率，故实证研究中的经济体实力的衡量标准仅使用美国的GDP。
（二）实证研究
1.模型假设
马歇尔-勒纳条件在中国加工型进出口贸易中是否能够成立主要取决于四个弹性：（1）进口商品供给弹性；（2）进口商品需求弹性；（3）出口商品供给弹性；（4）其他国家对该国出口商品需求弹性。这里笔者考虑两个假设情况。
假设1：加工型贸易产品的价格仅受汇率影响，汇率贬值表示商品价格下跌，汇率升值表示商品价格上涨。
假设2：任意一个国家拥有大量空余生产资料使出口产品供给具有完全弹性，未达到充分就业状态。在此基础上，只需根据进口商品需求弹性和出口商品需求弹性来判断中国加工型进出口贸易的马歇尔-勒纳条件是否成立。
按假设条件可以构造出汇率和加工型贸易进出口额间的一个函数。如果汇率和加工型贸易出口额同方向变动，同时和加工型贸易进口额存在负相关关系时，则马歇尔-勒纳条件成立，反之则不成立。
2.构造模型
为了使数据之间有较强的相关性，各个参数均选取对数，加工贸易产品的出口贸易额是人民币实际汇率和出口国国内生产总值Y（使用美国GDP数值）的函数，通过该函数可以观察加工型贸易出口产品的需求弹性。构造的函数式为
lnX=β0+β1lnY+β2lnR
由于技术型贸易壁垒的存在，这里设置一个虚拟变量Q。该虚拟变量2001年以前取值为0，2001年后取1，同时设定加工型贸易进口额M为虚拟变量Q、人民币实际汇率R和中国国内生产总值Y*的函数，该函数可以反映加工贸易的进口商品弹性。构建的函数为
lnM=β0+β1lnY*+β2lnR+β3Q+β4QlnY*
3.实证结果
根据《中国统计年鉴》中1991～2012年的实际汇率、中国GDP、美国GDP、出口额与进口额指标数据及虚拟变量的假设值，在置信区间=0.025的条件下进行分析，通过模型自相关检验，该组数据的拟合程度较高，得到的加工型贸易出口额与汇率关系的函数结果为
lnX=-1.54+0.66lnY+0.64lnR
通过观察，各参数系数都比较符合实际经济意义，汇率与加工型贸易出口额之间存在同方向变动关系；同时发现出口对象经济体的实力为出口额的最大影响因素，GDP变化1%，则加工型贸易产品的出口额上升0.66%，满足了马歇尔-勒纳条件成立时对出口需求弹性的要求。
同理得到的加工型贸易出口额与汇率关系的函数结果为
lnM=-2.38+0.79lnY*+0.80lnR-2.65Q+0.32QlnY*
通过自相关性检验，该组数据的拟合程度较高，当存在技术型贸易壁垒时，加工贸易进口额会减少2.65%。通过分析可知其不满足马歇尔-勒纳条件的成立要求，汇率和加工型贸易进口额存在同方向变动关系。这里的原因有多方面。首先，数据选取可能造成偏差。由于本文中的经济体实力数据仅使用美国GDP数据，这与现实情况不同。其次，汇率数据使用期末数据，与现实发生的贸易数据会有时间上的不同步进而造成误差。最后，可能源于我国加工型贸易产品的结构组成问题。
（三）实证结果分析
进口额对实际汇率的弹性符号并不满足马歇尔-勒纳条件成立的要求，不过中国加工贸易出口额相对于实际汇率的弹性符号满足马歇尔-勒纳条件成立的要求。由此得到以下结论：马歇尔-勒纳条件的目的在于通过汇率调整改变贸易收支状况。不发达国家进出口产品主要为低弹性商品，即进行的主要为低技术产业条件下的加工贸易，因而汇率作用较小。与之相对的，发达国家进出口产品大多为高弹性工业制品，即进行的主要是高新技术产业条件下的加工贸易，故通常状况下汇率发挥的作用很大。中国加工型进出口贸易中马歇尔-勒纳条件的失效表明，中国加工型进出口贸易多为低级工业产品及初级产品，即是低弹性商品，由于同时技术型贸易壁垒始终存在，如果不提升中国加工型贸易的产品结构，将不利于其发展进而抑制贸易体系的整体发展。
四、应对人民币升值对加工贸易影响的对策
1.发挥市场供求对汇率浮动的作用
从近期来看，人民币汇率浮动的加剧对中国进出口贸易不具有显著影响，故可以提升人民币汇率波动幅度从而调控宏观经济的运作，适度加大人民币弹性。首先，中国进口商品主要是技术、资本密集型产品，这些产品往往技术、知识附加价值极高。因为中国国内市场紧缺物美价廉的替代产品，故很大程度上制约了中国进出口企业的议价能力。其次，中国的出口产品附加价值非常低，绝大多数为资源、劳动密集型产品，一半以上属于加工贸易，获取比较优势的首要手段是价格竞争。前文实证结果分析显示，中国广大企业对实际汇率并不具备相应的敏感性，这表明中国对外开放到如今，实际汇率并没有发挥合理配置国内外资源的职能。
2.提升企业对防范汇率风险的认识
中国广大企业对实际汇率及价格缺少敏感性，这是由于一直以来都是央行承担货币超额需求的调解及货币超额供。提升对中国进出口企业和广大居民的汇率风险认识非常重要。首先，要提升金融衍生产品的服务质量，使金融衍生产品的市营策略合理化。外汇指定银行应该在合理风险控制的基础上扩大衍生产品的业务领域，适度放宽办理业务的有关限制，放宽金融衍生避险工具的办理权限，为我国广大企业提供宽松的外汇业务运作环境。其次，中国政府要积极引导以提升大家对汇率风险的防范意识。中国外汇管理部门同外汇指定银行要完善业务知识的培训及汇率风险防范业务的宣传，使企业通过期限调整、货币调整、强化财务管理、收汇多样化等办法，将汇率风险减至最低。
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进口贸易数据范文5
关键词：金融发展；服务贸易；出口复杂度；出口结构
中图分类号：F746 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2014）01-0084-06
一、引言
从经济增长的推动力角度看，服务业终将逐步取代工业而成为一国经济增长和产业结构升级的主要推动力。目前，全球贸易结构正从货物贸易逐步向服务贸易倾斜，服务贸易已迅速发展成一种继对外直接投资和货物贸易之外的非常重要的国际经济活动，一国服务贸易的发展逐渐成为衡量该国国际竞争能力和国际分工地位的重要指标之一。在这样的全球服务贸易迅速发展趋势下，中国的服务贸易也快速发展。联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD）的统计数据显示，2000年中国服务贸易进出口总额为664.61亿美元，2012年达到4 730.37亿美元，2000—2012年中国服务贸易的年均增长率高达18.21%，远远超过2000—2012年世界服务贸易的年均增长率9.41%；其中，中国服务贸易出口额从2000年的304.31亿美元上升至2012年的1 909.39亿美元，2000—2012年年均增长率为17.26%，同时间段，世界服务出口贸易年均增长率仅为9.63%，中国服务贸易出口占全球服务贸易出口比重从2000年的2.00%提高到2012年的4.32%；旅游服务出口、运输服务出口、其他服务①出口在中国服务贸易出口中所占比重分别从2000年的53.34%、12.06%、34.60%转变为2012年的26.79%、20.43%、52.78%。数据表明中国在实现服务贸易规模扩张的同时，其服务贸易出口结构已开始从传统服务出口为主逐渐向现代服务贸易出口比例不断增大的趋势转变。
一国或一地区金融业的有效发展，一方面能刺激储蓄，将储蓄转变为投资；另一方面能提供更多的外部融资，提高一国或地区资本禀赋积累，降低融资成本，从而促进资本密集型产品的生产；此外，金融业的有效发展能为技术创新提供人力资本投资、研究与开发费用投资和实物投资，从而间接促进一国或地区技术知识密集型产品比较优势的形成；在出口过程中，金融业的有效发展为出口企业应对国际资信风险、汇率风险、市场风险等出口风险提供风险转移保障。自1994年开始金融业全面配套改革以来，1999年中国金融业开始新一轮的快速增长，2007年金融业增加额同比增长52.33%，2008年和2009年其增长势头有所放缓，2010年开始，中国金融业增加额恢复大幅度增长。2000—2012年，中国金融规模总量②从304 933.07亿元增长至2 087 473.10亿元，增长倍数接近6倍，可以相信，中国金融业在一定程度上已实现有效发展。
灵活有效的金融市场可为服务业出口企业提供资本、融资平台支持，引导资本进入服务业，使资本成为相对便宜和富裕的要素投入生产，从而改变对外贸易的比较优势，实现贸易结构的优化，即从劳动密集型和资源密集型产品出口为主向资本技术知识密集型产品出口为主的趋势转变。因此，在中国服务贸易和金融业迅速发展趋势下，本文拟以金融发展为切入点，研究中国金融业发展对服务贸易出口结构的溢出效应。
二、文献综述
随着对外贸易和金融的迅速发展，国内外学者在对外贸易与金融的关系、对外贸易对金融发展的影响、金融发展对对外贸易的影响三方面进行了大量研究。在金融发展对对外贸易的影响研究上，早在1987年国外学者Kletzer和Bandhan在赫克歇尔-俄林（H-O）模型的基础上，从资源配置角度研究金融发展程度对两国贸易结构的影响，认为高度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较低的国家的生产上具有比较优势，而低度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较高的国家进行专业化生产并出口。Beck（2003）[1]也从资源配置角度研究金融发展对一国贸易的影响，基于56个国家36个行业的数据建立模型，实证分析结果与Kletzer和Bandhan得出的结论相同，金融发达的国家中依赖外源融资的行业拥有出口比较优势，且认为是技术因素决定了行业对外源融资的依赖程度。Becker等（2013）[2]从企业角度研究金融发展、固定成本和贸易的关系，认为出口需要巨大的前期成本，一国发达的金融体系能实现企业外部融资，从而促进一国的出口水平。Hur等（2006）[3]利用42个国家27个行业的行业数据分析认为金融发展程度高的国家中拥有更多无形资产的行业具有高出口份额和贸易顺差。
国内学者在我国金融发展对外贸的影响研究上进行了大量的实证分析和少量的理论综述研究。陈建国和杨涛（2005）[4]利用1992—1999年数据分析金融发展对中国出口结构升级的影响，结果表明在该时间段内金融发展的滞后和金融的低效率制约中国出口结构的升级。张晓涛等（2012）[5]在更长的时间区间内研究金融发展对中国出口商品结构的影响，认为金融发展规模的扩大能显著促进出口商品结构升级。国内学者还进一步将研究视角扩展到金融发展对区域对外贸易和具体产业对外贸易的影响，陈恩和黄桂良（2009）[6]表明金融发展对广东对外贸易有显著促进作用，但存在明显的区域差异。杨丹萍和毛江楠（2010）[7]认为金融发展对中国纺织业进出口贸易有显著的促进作用。近年来，国内学者也越来越关注金融发展对服务贸易的影响，马琳（2013）[8]认为现阶段中国金融发展对服务贸易进出口具有单向的显著促进作用。林发彬（2011）[9]用金融中介率或贷款运用效率衡量的金融发展对中国服务贸易出口结构的影响具有明显的行业差异。李丹（2012）[10]以美国为例研究资本积累对服务贸易结构优化的影响，认为资本投入可通过推动技术进步和人力资本积累进而推动服务贸易结构优化。
国内学者一般基于以下几种视角研究服务贸易出口结构：或基于生产贸易出口和消费贸易出口在服务贸易出口中所占比重研究服务贸易出口结构；或从传统服务和新型服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的角度研究服务贸易出口结构；或基于产业内服务贸易出口和产业间服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的视角研究服务贸易出口结构；或从运输服务出口、旅游服务出口和其他服务出口在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构；或基于服务贸易出口复杂度分析服务贸易出口结构。其中，运用的最多的是基于从运输服务、旅游服务和其他服务在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构，如刘丽慧等（2013）[11]从该视角研究服务贸易结构。而近年来很多学者对运用出口复杂度衡量一国或地区出口商品结构的方法展开了大量的理论和实证分析，并且，焦点已慢慢转向对服务贸易出口复杂度的测度和分析上。黄永明和张文洁（2012）[12]认为国家层次的出口复杂度能衡量一国出口商品结构和资本技术知识禀赋，一国出口商品的出口复杂度越高，则出口商品的附加值和技术水平越高。董直庆和夏小迪（2010）[13]基于服务贸易出口复杂度研究中国服务贸易技术结构优化问题。戴翔（2012）、张雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鉴Hausmann等（2007）[16]提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。
由国内外研究结果可以看出，发达的金融市场为行业出口提供资本、融资平台支持，促进无形资产高的行业的出口，对贸易结构升级具有正的溢出效应。在金融业和服务贸易将成为经济发展主题的中国，本文试图基于服务贸易出口复杂度的算法，研究金融发展对服务贸易商品结构的短期和长期溢出效应，探讨金融发展对我国服务贸易比较优势变迁的影响。
三、变量选取及数据说明
（一）变量选取
本文试图用服务贸易出口复杂度（ES）衡量服务贸易出口结构。出口复杂度的测度方法有收入和出口相似度两种指标，收入指标假设一国或地区出口产品的技术和质量水平与该国或地区的收入相关，出口复杂度是该国或地区的人均收入的加权平均数，权重为该国或地区的出口相对比重；而出口相似度指标从一国或地区出口产品与发达国家或地区出口商品集的相似程度角度衡量该国的出口复杂度[12]。在服务贸易出口复杂度的测度上，戴翔（2012）、张雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鉴Hausmann等（2007）提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。因此，本文同样借鉴Hausmann等（2007）提出的收入指标测度中国服务贸易出口复杂度，该方法分两步进行，首先测算服务贸易出口中各分项的出口复杂度指数（TSI），公式如下：
然后测算一国或地区的服务贸易出口复杂度（ES），公式如下：
其中，ES（Export Sophistication）为一国服务贸易出口复杂度，exk表示一国服务贸易分项k的出口额，EX表示该国服务贸易出口总额，TSIk表示服务贸易出口分项k的出口复杂度指数。
本文选取能衡量中国服务贸易出口商品结构的服务贸易出口复杂度作为被解释变量，选取中国金融业发展程度为解释变量。除了受金融业发展的影响，服务贸易出口复杂度还可能受该国技术和外商直接投资的影响。因此，为使模型准确反映一国金融业发展对服务贸易出口复杂度的影响程度，本文也将技术和外商直接投资作为解释变量纳入模型中。
戈氏金融相关比率（FIR）是一国在某时点的全部金融资产与全部实物资产的比值，戈氏金融相关比率不仅能衡量一国金融规模的扩张，还能衡量金融结构的优化程度。因此，本文用戈氏金融相关比率（FIR）指标衡量中国金融业发展，计算公式如下：
其中，M2表示广义货币存量，L为金融机构贷款余额，S为股票市价总值、债券余额和保费收入之和，GDP为国内生产总值。
用第三产业外商直接投资额与外商直接投资总额的比值衡量中国服务业外商直接投资，用FDI表示；用研究与试验发展（R&D）投入衡量中国技术水平，用TC表示。
（二）数据说明
在测算服务贸易出口分项的出口复杂度指数（TSI）时，需使用世界上所有国家的服务贸易出口数据，但数据的获取比较困难且工作量太大，因此，本文选取2011年服务贸易出口额在世界服务贸易出口中排名居前60名的国家和地区的服务贸易出口数据为样本数据，鉴于样本数据的可获性，最终选定的样本国家和地区为45个③，45个国家和地区的服务贸易出口总额占世界服务贸易出口总额为85.94%。2004—2011年样本国家和地区的11项服务贸易分项出口数据源自联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD），人均GDP数据源自世界银行数据库，用计算的2004—2011年各服务贸易分项出口复杂度指数（TSI）的均值测度2000—2012年中国服务贸易出口复杂度（ES）[15]，2000—2012年中国服务贸易出口数据来自联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD）。
在测算戈氏金融相关比率（FIR）时，2000—2012年M2、金融机构贷款余额、股票市价总值和GDP数据来自历年《中国统计年鉴》和中国人民银行网站，债券余额数据由历年《中国统计年鉴》和中国债券信息网站相关数据整理得到，保费收入数据来自历年《中国金融统计年鉴》和中国保监会网站。FDI数据来自历年《中国统计年鉴》和中国商务部网站；TC数据来自历年国家统计局全国科技经费投入统计公报。
四、实证分析
为探讨中国服务贸易出口结构与金融发展、技术、外商直接投资之间是否存在长期均衡和短期动态关系，特别是金融发展对中国服务贸易出口结构的长期均衡和短期动态影响，即“溢出效应”，本文使用Eviews5.0软件对各变量指标进行平稳性检验、协整检验等。对变量指标取自然对数后不改变变量之间的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差现象，因此，对变量指标ES、FIR、FDI、TC作对数处理，分别记为LES、LFIR、LFDI、LTC。
（一）平稳性检验
为避免“伪回归”现象的出现，在回归分析之前先对变量进行平稳性检验，本文采用ADF单位根检验对时间序列LES、LFIR、LFDI、LTC进行平稳性检验，ADF单位根检验结果如表1。
由表1可得，LES、LFIR、LFDI、LTC变量均为非平稳时间序列，在10%的显著性水平下，四个变量的一阶差分为平稳时间序列，因此可进一步进行协整检验，以判断各变量间是否存在协整关系。
（二）协整检验
本文采用Johansen迹检验法对LES与LFIR、LFDI、LTC三组变量间的协整关系进行检验，检验结果如表2。
由表2可得，LES与LFIR、LES与LFDI、LES与LTC三组变量在5%的显著性水平上均拒绝了协整方程个数为0的原假设，不能拒绝协整方程个数为1的假设，因此，三组变量都存在协整关系，可用普通最小二乘法（OLS）估计LES与LFIR、LFDI、LTC间的长期动态均衡关系，建立并估计协整模型。
LESt=？茁0+？茁1LFIRt+？茁2LFDIt+？茁3LTCt+？着t（4）
其中，？茁0为常数项，？着t为误差项。用最小二乘法（OLS）估计得协整模型为：
从模型（5）可看出，模型的拟合优度达0.909，拟合效果较好，三变量在10%的显著性水平下均通过了t检验，各解释变量的系数较为合理。具体而言，在长期内，服务贸易出口结构（LES）与金融发展（LFIR）、外商直接投资（LFDI）、技术水平（LTC）呈正相关关系，即金融发展、外商直接投资和技术水平是中国服务贸易出口结构优化的影响因素，其中，中国金融发展对服务贸易出口结构具有长期溢出效应，金融发展规模和结构改善1%，服务贸易出口结构将优化0.031%。
（三）格兰杰因果关系检验
为进一步检验LES与LFIR、LFDI、LTC变量间的因果关系，本文采用格兰杰因果关系检验法，检验结果如表3。
由表3可知，在滞后阶数为3的条件下，金融业发展、外商直接投资、技术水平的变化是服务贸易出口结构变化的原因，但服务贸易出口结构变化不是金融业发展变化的原因，金融业发展与服务贸易出口结构呈单向因果关系，再结合协整模型估计结果，可认为：金融业发展可促进服务贸易出口结构优化，但服务贸易出口结构的优化不会影响金融业的发展。
（四）误差修正模型
协整检验结果表明，服务贸易出口结构与金融业的发展、外商直接投资、技术水平存在长期动态均衡关系，进一步采用误差修正模型建立变量间的短期动态关系，建立误差修正模型：
DLESt=？琢0+？琢1DFIRt-1+？琢2DLFDIt-1+？琢3DLTCt-1+？琢4ECMt-1+？着t（6）
其中，DLES、DFIR、DLFDI、DLTC分别为变量LES、FIR、LFDI、LTC的一阶差分，ECM为误差修正项，是协整模型（4）的残差序列，？着t为误差项。
对模型（6）进行估计，通过试验，在短期内，中国金融发展对服务贸易出口结构的影响不显著，固DFIR变量未纳入误差修正模型中，最终误差修正模型为：
从模型（7）可看出，模型的拟合优度达0.742，拟合效果较好；各变量在10%的显著性水平下均通过了t检验，各解释变量的系数较为合理；ECM系数为-0.573，符合反向修正机制，表明当短期波动偏离长期动态均衡时，系统则以0.573的调整力度将模型从偏离状态调整到均衡状态。
五 结论及建议
本文以中国金融发展为切入点，基于服务贸易出口复杂度的算法，研究金融发展对服务贸易出口结构的短期和长期溢出效应。实证结果表明：在短期内，金融发展对服务贸易出口结构没有影响；在长期内，中国金融业发展与服务贸易出口结构存在长期动态均衡关系，金融业规模和结构的改善能促进服务贸易出口结构的优化，具有正的溢出效应，但其溢出效应具有滞后性；在滞后阶数为3的情况下，金融业规模及结构的变化是服务贸易出口结构变化的原因，但服务贸易出口结构的变化不是金融业规模及结构变化的原因，金融业发展与服务贸易出口结构优化呈单向因果关系，即金融业发展可促进服务贸易出口结构优化，但服务贸易出口结构优化不会影响金融发展。
基于上述结论，为实现中国金融业发展对服务贸易出口结构的长期可持续溢出效应，可从以下几方面入手：
1. 完善金融体系，做大做强金融业。金融市场的有效发展与否关系到企业融资能力和成本，自1994年开始金融业全面配套改革以来，金融规模和结构得到很大改善，但仍需进一步加大金融体系改革，通过渐进式推进金融体系的市场化和多层次金融机构体系，完善金融体系。实现金融体系的市场化要求改革现有靠行政手段管理的利率机制，建立灵敏、反映资金供求的市场化利率体系，从而提高资金的配置效率；并积极培育高服务水平的证券公司、保险公司、信托公司及银行等金融机构，实现多层次的金融机构体系，做大做强中国金融业，从而促进服务贸易出口结构的优化。
2. 合理引导金融机构贷款投放，加大信贷支持。根据服务贸易分项的出口复杂度指数测算结果，金融服务、专利和特许费和保险服务等属于附加值高、技术含量高的新型服务贸易出口分项。因此，出台相关政策法规合理引导金融机构向服务业特别是新型服务业和融资能力差的中小型服务业发放贷款，同时，通过政府贴息和优惠利率加大金融机构对服务业特别是新型服务业和中小型服务业的信贷支持，可以为服务业企业正常稳健运营提供资金支持，从而促进整个服务业发展，优化服务贸易出口结构。
3. 推进多层次资本市场，拓宽投融资渠道。多层次资本市场的推进有助于服务业企业拓宽融资渠道，提高企业融资能力，获得充足资金支持企业运营，从而促进服务业发展，优化服务贸易出口结构[17]。在推进多层次资本市场过程中，要大力发展和完善创业板市场、企业债券市场、股票市场及保险市场等，使服务业企业除金融机构贷款渠道外，还可通过发行短期融资债券、企业债券、境内外上市发行股票、股权出让、引进风险投资、金融租赁等方式筹集资金。同时，应渐进式开放民间借贷，允许民间资本流入服务业企业，拓宽民间资本投资渠道。
注释：
①联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD）中的服务贸易分项是按照IMF国际收支平衡表中的分类方法分类取得的，包括运输服务、旅游服务和其他服务，其中，其他服务包括通讯服务、建筑服务、保险服务、金融服务、计算机和信息服务、专利和特许费、其他商业服务、个人文化和娱乐服务、政府服务，共11类。
②金融规模总量由广义货币M2、金融机构贷款、有价证券构成。
③45个国家和地区包括：美国、英国、德国、法国、中国、西班牙、日本、印度、新加坡、荷兰、意大利、爱尔兰、比利时、韩国、中国香港、加拿大、瑞典、瑞士、卢森堡公国、奥地利、俄罗斯、澳大利亚、挪威、泰国、希腊、土耳其、巴西、波兰、马来西亚、芬兰、葡萄牙、捷克、匈牙利、乌克兰、菲律宾、南非、克罗地亚、罗马尼亚、新西兰、塞浦路斯、保加利亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、爱沙尼亚、白俄罗斯。
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进口贸易数据范文6
〔关键词〕人民币汇率；辽宁省；进出口贸易
中图分类号：F7526文献标识码：A文章编号：10084096（2013）01005205
一、引言
汇率与贸易问题是国际经济学研究的重要内容，马歇尔-勒纳条件是分析汇率变动对国际收支影响作用的主要理论之一。马歇尔-勒纳条件认为，一国货币相对于它国货币贬值能否改善该国的贸易收支状况，主要取决于相关两国进出口商品的需求和供给弹性。自从该理论提出以来，理论界对其检验就从未停止过。概括起来讲，对于马歇尔-勒纳条件检验的结论主要有两种，其一，认为汇率变动对对外贸易没有显著影响，一国货币贬值或升值不会改善或恶化该国的国际收支，即马歇尔-勒纳条件不成立；其二，类观点则相反，即认为现实中马歇尔-勒纳条件成立，本币贬值（升值）可以增加（减少）出口、减少（增加）进口，从而改善（恶化）该国的国际收支。
第一类观点的代表研究主要有Houthakker和Magee[1]的弹性悲观主义论，他们认为，汇率变化会引起相对价格变化，从而导致贸易弹性变小。Rose和Yellen[2]以美国和G-7国家的1960—1988年双向贸易的年度数据进行检验，认为实际汇率对于它们的双向贸易没有显著影响。Rahman和Mustafa[3]以美国1973—1992年季度数据进行研究，认为美元实际有效汇率与美国的贸易收支之间没有长期显著的关系。Wilson[4]通过对美国、韩国和日本的多边贸易数据进行研究，认为实际汇率变动对韩美和韩日之间的贸易收支没有显著的影响。
第二类观点的代表研究主要见于Boyd等[5]对美、英、加、德和日等发达国家的贸易数据的研究，认为汇率变动对进出口贸易影响显著。Brahmasrene和Jiranyakul[6]研究了泰国与其主要贸易伙伴之间实际汇率和贸易收支之间关系，认为实际汇率对贸易收支影响显著。Singh[7]对印度1960—1995年35年的数据进行分析，认为实际有效汇率与名义汇率不同，只有实际有效汇率对国内收入和贸易收支影响是显著的。这一观点得到了Thorbecke和Smith[8]的赞同。
我国对于马歇尔-勒纳条件的研究主要以实证研究为主，以我国的年度数据检验马歇尔-勒纳条件在中国是否适用，从而分析人民币汇率变化对贸易的影响。主要观点也分为两类：第一类观点认为人民币汇率变动对贸易影响不显著，厉以宁和秦宛顺[9]对我国1970—1983年的数据分析，计算出我国的进出口需求价格弹性仅为069和005，认为进出口需求弹性严重不足，也即马歇尔-勒纳条件不适用。陈彪如[10]对1980—1989年的进出口价格指数和贸易指数回归分析，计算出我国进出口需求价格弹性分别为030和072，认为人民币汇率变动对于改善我国贸易收支状况的效果很小。谢建国和陈漓高[11]根据我国与美国、日本和欧盟1978—2000年双边贸易数据，计算出我国贸易收支的汇率弹性仅为009，认为人民币汇率贬值对我国贸易收支的改善并没有明显影响。沈国兵和杨毅[12]利用1990—2004年的月度数据研究分析了人民币实际有效汇率与中国贸易收支之间的关系，认为人民币实际有效汇率与我国贸易收支之间没有长期的协整关系，短期内相互影响的程度很小。第二种观点则认为人民币汇率变动对贸易收支改善有显著影响。如戴祖祥[13]根据我国1981—1995年的数据计算出我国进出口需求价格弹性分别为-013和-110，两者和的绝对值显著大于l，因此认为马歇尔-勒纳条件在我国适用。谢智勇和徐璋勇[14]等通过对实际汇率与我国贸易收支之间的关系研究认为汇率变动对我国进出口贸易有明显影响。卢向前和戴国强[15]运用VAR的分析方法对1994—2003年的汇率与贸易数据进行验证，认为汇率波动对我国进出口存在显著影响，并且对进出口的影响存在J曲线效应。
从国内外研究成果来看，采用的数据以及研究方法的不同，所得到的结论也不尽相同。早期国内外的研究所采用的方法主要是最小二乘法以及以年度数据进行分析，随着研究方法的改进，研究数据的充分，后续的研究在可信度上得到了更大的提高，更重要的是均为其后研究提供了重要的参考依据。从目前的研究看，绝大多数研究主要针对全国或跨国的数据，对局部地区的研究较少。因此本文主要借助已有的研究框架，采用经济计量方法，对辽宁省与其贸易伙伴国的贸易收支与人民币汇率升值进行实证分析。由于是对省份与其他国家的分析，因此可以采用国际经济学所谓小国的局部均衡分析框架进行研究，以期揭示人民币汇率升值对辽宁省对外贸易的影响。
我国自1994年进行汇率制度改革后，于2005年再次进行汇率调整，人民币的不断升值势必会影响我国对外贸易额。而辽宁省的开放程度不断提高，对外贸易额不断增长，且总体上出口额上升幅度大于进口额上升幅度，贸易顺差不断扩大。根据统计局数据，2010年辽宁省进出口贸易总额807亿美元，同比增长282%。与辽宁省贸易量最大的前5位国家和地区分别是日本、欧盟、韩国、美国、东盟国家与地区。2010年这五大贸易伙伴的出口额占总出口额的比重约为73%。本文以辽宁省1999—2010年数据为基础，对辽宁省进出口贸易与人民币有效汇率关系进行检验，根据科布道格拉斯函数构建相关模型，进行协整和因果关系检验。
二、模型建立与数据来源
为了实证分析人民币汇率升值对辽宁省进出口贸易的影响，本文以科布道格拉斯函数为基础，建立辽宁省进出口贸易需求函数，为消除时间序列数据的异方差，分别取对数，并不改变变量之间的协整关系，如式（1）和式（2）所示。
四、研究结果讨论与结论
1 变量之间分国别不存在长期均衡关系
LN（e）、LN（EX）、LN（IM）和LN（GDP）序列本身都是不平稳序列，其一阶差分均为平稳序列。协整检验结果显示：在出口方程中，只有对韩国的出口没有长期的协整关系，即汇率的变化不是影响出口额绝对值变化的基础，而在进口方程中只有对日本和新加坡的进口没有长期的协整关系，即汇率和GDP的变化不是影响进口额绝对值变化的基础。只有在对欧盟和新加坡出口，从香港进口时汇率变动是进出口变化的原因，两者存在因果关系，其它的汇率变动都不是进出口变化的原因，两者之间不存在因果关系。
2回归方程结果分析
根据进出口模型的回归结果，汇率波动与进出口额变动之间的关系出现了有悖一般原理的现象：根据国际经济学原理，人民币汇率升值将增加进口，降低出口。
但各国出口模型回归的结果却相反，原因可能在于数据的限制。在建立回归模型时，由于数据的可得性以及国际经济学的假设，本文忽略了外国GDP对贸易额的影响，同时忽略了如经济政策变动等随机因素的影响。此外，所采用的汇率为名义有效汇率，并没有考虑辽宁省以及其他贸易国的物价因素的影响。
对各国进口模型的回归结果表明，对日本、欧盟、韩国和美国所建模型整体上对样本数据的拟合程度较强，解释变量区域生产总值以及名义有效汇率能较好地解释进口额，但新加坡和香港的拟合程度较弱。对日本、美国和新加坡贸易中，生产总值对辽宁省进口额的影响程度不大。而汇率的变动对美国影响显著，对其他5个国家和地区的影响均不明显。原因在于以GDP作为解释变量并不能代表购买力，因此GDP的增长，不一定直接导致进口增加。此外，如果进口的汇率需求弹性较低，本币升值后，进口总额反而降低。
3人民币升值对改善贸易顺差作用不显著
人民币升值并不能改变辽宁省一直以来贸易顺差状况，贸易顺差甚至在人民币升值时仍会不断扩大。从贸易方式上看，辽宁省的顺差一半以上源自加工贸易。2008 年加工贸易顺差占顺差总额的56%。辽宁省低劳动力成本和以出口为导向的贸易政策，致使辽宁省的出口商品附加值低，利润率低。汇率对来料加工装配贸易、来料加工贸易的影响表现在使其进口原材料的本币价格降低，出口外币价格上升，进口收益可能抵消出口损失，因此，人民币升值难以改变辽宁省贸易顺差状况。
参考文献：
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[2]Rose， A K， Yellen， J L Is there a J-Curve？[J] Journal of Monetary Economics， 1989，（24）： 53-68
[3]Rahman， M， Mustafa， M The Dancing of the Real Exchange Rate of US Dollar and the US Real Trade Balance[J] Applied Economics Letters， 1996， 3（12）： 807-808
[4]Wilson， P Exchange Rates and the Trade Balance： Korean Experience 1970 to 1996[J]Seoul Journal of Economic， 2000，（13）： 135-163
[5]Boyd， D， Caporale， GM， Smith， R Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade： Cointegration and the Marshall-Lerner Condition[J]International Journal of Finance and Economics， 2001， 6（3）： 187-200
[6]Brahmasrene， T， Jiranyakul， K Exploring Real Exchange Rate Effects on Trade Balances in Thailand[J] Managerial Finance， 2002， 28（11）： 16-27
[7]Singh， T Indias Trade Balance： The Role of Income and Exchange Rates[J] Journal of Policy Modeling， 2002， 24（5）： 437-452
[8]Thorbecke， W， Smith， G How would an Appreciation of the RMB and Other East Asian Currencies Affect China’s Exports？[J] Review of International Economics， 2010， 18（1）：95-108
[9]厉以宁，秦宛顺中国对外经济与国际收支研究[M]北京：国际文化出版社，1991
[10]陈彪如人民币汇率研究[M]上海：华东师范大学出版社，1992
[11]谢建国，陈漓高人民币汇率与贸易收支：协整研究与冲击分解[J]世界经济，2002，（9）：27-34
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