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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
模型建立
影响进出口贸易的因素有很多种，本文就人民币汇率对上海市进出口贸易影响进行实证分析，即研究人民币汇率因素的影响。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示进口(或出口)占进出口总额，G表示人民币汇率波动幅度，ε表示其他因素带来的误差，在此假设为常量。
变量选取
下文实证研究所采用的数据来自于上海市统计局官方网站，分析了2005—2011年我国人民币汇率、上海市进口额占进出口总额的比例和出口额占进出口总额比例。根据J曲线效应理论分析，因为2005—2008年处于J曲线效应，其具有时滞性，该区间数据不作为分析样本数据，故本文选取了2008年上海市的进出口数据值为样本初始值，样本长度为2008—2011年上海市进出口额数据(数据略)。
数据处理
为检验汇率波动的幅度对上海市进口额、出口额占进出口总额的比例是否存在直接影响，下文运用统计学基本原理，对进口额、出口额和进出口总额进行处理。随着2005年的汇率改革，人民币逐年升值，同时，由于J效应理论的时滞问题，汇率的变动对进出口贸易的影响从2008年开始逐步显现，由上表数据分析得到，随着人民币汇率上升，上海市进口贸易占进出口总额比重也逐年增大。(1)人民币汇率变动与上海市进口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市进口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市进口贸易额占进出口总额的比例从2008年47.429%到2011年的52.014%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在正相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图1)和函数如下:函数方程式为:E=3.7762G－0.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为3.7762，常数项为－0.0532，函数呈现正相关，所以人民币升值幅度与上海市进口贸易额占进出口总额比例成正比关系。(2)人民币汇率变动与上海市出口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市出口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市出口贸易额占进出口总额的比例从2008年52.571%到2011年的47.959%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在负相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图2)和函数如下:函数方程式为:E=－3.7762G+1.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为－3.7762，常数项为1.0532，函数呈负相关，所以人民币升值幅度与上海市出口额占进出口总额比例成负比关系。
进口贸易数据范文3
关键词: 实际有效汇率;一般贸易进口;加工贸易进口;贸易结构
中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴随着中国产品的大量出口，中国的贸易盈余持续扩大，外汇储备快速增长，人民币汇率问题越来越成为世界范围内关注的话题。在学术界人民币实际汇率变动对中国对外贸易的影响并没有达成共识，尽管多数研究发现人民币实际汇率升值将显著减少中国的对外出口，但是关于人民币实际汇率变化对中国进口额的影响方面仍存在着分歧。不同于一般经典理论中对本币汇率升值将增加本国对外进口的描述，经过实证研究，最近的研究存在着两种不同观点:一种观点认为人民币汇率变动对中国的进口额不存在显著影响，另一种观点认为人民币实际汇率升值将显著减少中国的进口额。
因为理论与实际之间存在着分歧，才构成了人民币实际有效汇率变动的进口效应之迷，本篇文章主要关注的是人民币汇率变动对中国的进口方面的影响。通过研究人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，来解释中国的进口与汇率之间存在的特殊关系，并从贸易结构与进口产品构成的角度做出解释。本文发现中国的进口额伴随着人民币实际有效汇率升值而减少，并且进口与出口之间存在推动关系，这是由于中国独特的贸易结构与区域间经济合作关系形成的。在中国的贸易结构中，加工贸易的比重一直超过50%，而加工贸易进口额对实际有效汇率变动并不敏感。同时在中国与亚洲特别是东盟国家的区域经济贸易合作中，亚洲国家与中国的出口商品不再仅仅是针对海外市场的替代竞争关系，更多的是基于生产价值链中的不同分工而形成的新的分工合作关系。本文将从以上两个角度，分别分析人民币汇率变动对加工贸易进口以及一般贸易进口额的影响。
二､计量模型与数据处理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文献中所使用的进口方程模型的基础上改进的模型。模型采用了对数形式，利用对数形式并且加入时间趋势项对非平稳的时间序列进行平稳化处理。同时在模型中对数形式下可直接取得实际有效汇率变动对进口额影响的弹性。由于本篇文章中主要讨论的是人民币实际有效汇率变动对进口额的影响，在保证了原模型主体的基础上对模型进行了调整，去掉了原模型中的某些控制变量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中国的进口额，reert表示人民币的实际有效汇率，yt表示中国国内的市场需求，t表示时间趋势项。
选取的数据是由1995年1月至2006年12月的数据，由于数据的时间跨度较长，必须考虑期间中可能出现的结构性变动因素。本文将所有数据分为两个时间段，第一个时间段为1995年1月-2001年12月，第二个时间段为2002年1月-2006年12月。对数据划分为以上两个时间段的原因在于，2001年11月10日，世界贸易组织（WTO）审议通过了中国加入世界贸易组织的申请。考虑到中国在正式成为WTO成员国前，在出口方面面临着其它WTO成员国的贸易壁垒，同时中国自身也存在着对本国的进口限制，这种状况在中国加入WTO后得到了逐渐的改善，因此以中国加入WTO的时间点将整个数据分成两段分别进行回归。
为了精确的估算实际有效汇率变动对进口额的影响，考虑到中国独特的贸易结构和进口结构，将进口额区分为一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行分析。基于数据模型对1995年1月-2001年12月期间的进口总额与一般贸易进口额分别进行了回归，对2002年1月-2006年12月期间的进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额分别进行了回归分析。
在数据处理方面，采用经过CPI平减与季度调整的中国的进口贸易总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额月度数据。采用国际清算银行的实际有效汇率指数，核算中国月度的实际有效汇率。采用经过CPI平减与季度调整的中国工业增加值的月度数据。
三､模型计算结果
对1995年1月-2006年12月整个样本区间进行回归分析，估算时间段中人民币实际汇率对中国进口总额以及一般贸易进口额的影响见表1，整体的样本区间的回归可能存在结构变动的因素，估算自1995年1月-2006年12月间，人民币实际有效汇率升值将减少中国的进口总额与一般贸易进口额，而一般贸易进口对汇率变动更为敏感。
选取样本区间为1995年1月-2001年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额进行分析，结果见表2。在样本范围内，估算实际有效汇率每升值1%，进口总额将减少0.941%，一般贸易进口额将减少2.952%。国内市场需求每增长1%，进口总额将增加1.255%，一般贸易进口额将增加1.157%，一般贸易进口额对汇率波动较总进口额更为敏感。
选取样本区间为2002年1月-2006年12月，分别对进口总额､一般贸易进口额､加工贸易进口额进行回归，结果见表3。在样本区间内，人民币实际有效汇率升值1%，进口总额减少1.054%，一般贸易进口额将减少1.783%，而实际有效汇率变动对加工贸易进口的影响不显著。国内市场需求每增长1%，进口总额增长0.857%，一般贸易进口额增长 0.68%，加工贸易进口额增长1.023%。
自2002年中国加入世界贸易组织以后，中国的进口总额对实际有效汇率变动表现的更为敏感，而一般贸易进口额对实际有效汇率的弹性值则在2002年以后有明显的下降。模型计算发现人民币汇率的实际升值将导致中国进口总额､一般贸易进口额的减少，而对加工贸易进口额的影响则并不显著。
四､对回归结果的解释
通过对模型进行分析，发现人民币实际有效汇率升值将导致进口总额的减少，中国一般贸易进口额对人民币实际有效汇率波动更敏感，与之相对的是中国的加工贸易进口额基本不受人民币实际有效汇率波动的影响。
分析中国进口的贸易方式构成，见表4，中国进口商品主要由两部分构成，一是加工贸易进口，二是一般贸易进口。以2007年进口数据为例，2007年加工贸易进口额占进口总额的46%，而一般贸易与其他项目一共占进口总额的54%。因为中国进口额的这种特别构成方式，我们将分别解释人民币汇率波动对中国加工贸易进口额以及一般贸易与其他进口额的影响。
(一)人民币汇率升值对加工贸易进口额的影响
人民币实际有效汇率波动对中国加工贸易进口额的影响并不显著。加工贸易一直在中国对外贸易方式中占据相当重要的地位。历年的统计数据表明，加工贸易出口基本占据了中国总出口额50%以上的比重，见表5。造成这种现象的原因一是自改革开放以来中国政府多年来始终坚持发展以出口为导向的外向型经济;二是来源于经济全球化的发展所导致的生产专业化和新的国际分工布局的基本完成。中国来自加工贸易的进口额对人民币实际有效汇率波动的不敏感与全球范围内的国际生产布局的完成有关。
加工贸易不同于一般贸易的最大的特点是加工贸易出口市场的相对固定性，而这种出口市场的相对固定性来源于国际分工基本格局的要求。应国际化分工的发展和生产布局的要求，中国从事加工贸易出口的制造业企业已经进入跨国公司生产的价值链。在经济全球化的今天，跨国公司的国际分工体系决定了中国目前多数产品的生产阶段仍然是劳动密集型产品的生产与装配，而这种已经形成的生产布局不可能在短期内发生根本性的变动。跨国公司站在全球的角度，对产品生产与装配阶段的成本变动进行调控，而来自中国的出口成本的上升将被其他价值链下游生产加工阶段所吸收，因此即使面对人民币实际有效汇率小幅升值，跨国公司扔不会调整其国际生产布局与生产网络。因此人民币近年来实际汇率的缓慢升值无法从本质上影响中国的加工贸易进口与加工贸易出口额，从加工贸易角度看人民币汇率升值无法有效减少中国来自于加工贸易的贸易盈余。
(二)人民币实际有效汇率升值对一般贸易以及其他项目进口额的影响
通过对前面模型的分析，发现人民币实际有效汇率升值将显著减少一般贸易以及其他项目的进口额。造成这种现象的原因在于中国与其他亚洲国家的区域贸易模式，而决定中国与亚洲各国家区域贸易模式的根源在于中国在整个国际化生产布局中所处的位置。在研究了近年来中国与不同国家地区对外贸易的数据后，我们发现中国在对外贸易方面，自2002年至今的中国一方面从欧洲，美国赚取巨额的贸易顺差，另一方面又对亚洲其他国家输出巨额的贸易逆差，见图1。
伴随着中国的生产结构逐渐向价值链的上游转移以及“世界工厂”地位的确立，中国的对外出口与亚洲国家的对外出口已经不再是简单的竞争替代关系，而是逐渐转化为分工合作关系。中国与亚洲各国间的区域贸易模式是由中国在整个制造业生产价值链中的地位而决定的。中国将广大亚洲地区国家作为原料进口的来源地，主要进口能源､原材料､半成品､零部件､机器设备等，通过在本国加工装配后再出口给欧美市场，这也是中国与亚洲地区国家主要的区域贸易模式。
总体看来中国向欧洲美国的出口与向亚洲国家的进口同时存在，这一现象由中国在产业价值链中的位置决定，中国由亚洲国家进口原材料和初级产品，在本国内进行加工生产，最后出口到欧洲和美国的市场。伴随着人民币实际有效汇率的升值，中国对欧洲美国的出口将明显的减少，由于中国对外出口的急剧减少，与这部分出口生产相关的中国对亚洲和其他国家燃料､原料､以及机器运输设备等产品的进口需求也将相对减少，通过这个途径，我们将中国的对外出口与对内进口联系在一起，表现为中国出口对进口的推动作用。人民币汇率升值通过影响中国的对外出口，间接影响中国的进口额，进口伴随着实际有效汇率升值而减少。
最后需要指出的是，伴随着中国经济的发展和市场化程度的不断深化，人民币实际有效汇率的波动将对中国的进口以及出口产生更大程度的影响。但不能忽视的是，人民币实际有效汇率升值将同时减少中国的进口与出口额，单纯依靠人民币汇率调整并不能有效影响加工贸易带来的贸易顺差，而人民币汇率调整对中国整体贸易盈余的影响则有待于进一步的研究。
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进口贸易数据范文4
一、问题缘起
国际贸易统计非对称问题最早是20世纪90年代提出的(Tsigas，1992)，自此之后一直是政府部门和学术界主要关注的领域。其中，最经典的案例就是对中美(FungandLau，1998)及中国内地和香港特别行政区间的贸易非对称问题(FerrantinoandWang，2008)的研究。目前的研究主要集中在商品贸易领域，少有对服务贸易领域的研究。已有研究认为，导致商品贸易领域中出现统计数据不对称的原因主要有三种。第一种，不对称主要来自一些不可避免的因素，其中最主要的是在贸易实践中报价基础不同。国际贸易实践中，进口一般按CIF报价，出口一般按FOB报价。IMF(2011)认为CIF价中包含运费和保险费，因此CIF价一般比FOB价要高出10%左右。Federico和Tena(1991)以及Makoul和Otterstrom(1998)在控制了因CIF和FOB报价导致的差异后发现，发达国家以及总体水平上，贸易统计数据基本是对称的。Pomfret和Sourdin(2009)认为，如果贸易伙伴国之间距离更远以及商品贸易的权重增大，CIF价与FOB价之间的差异会更大。在剔除运输成本因素后，结果是中性的。第二种，不对称主要来自贸易伙伴国之间统计结构上的差异，如贸易记录时间的不同、贸易记录门槛的不同以及汇率波动等。第三种，不对称主要来自不同的分类以及故意误报。不同的分类主要来自人为的误差，或者是海关官员缺乏经验，又或者是国家贸易统计体制的不同。特别是在转口贸易的情况下，各国分类口径的不同导致贸易统计数据的非对称性很大。海闻、芬斯阙(2000)等认为中美各自公布的贸易逆差值不一致最重要的原因是香港的转口贸易。如果将从中国内地运往美国的产品和从美国运往中国内地的产品各自在香港的附加值都归为香港的出口值，中美贸易逆差差异则会大大降低。故意误报主要来自骗税、走私等。因此，贸易统计数据非对称还被用于检测逃税和其他贸易中的灰色地带的存在。研究表明，较高的关税、腐败、贸易中的灰色地带与双边贸易统计的较大差异有关(JavorcikandNarciso，2007;BergerandNitsch，2008)。此外，Yeats(1995)发现，发展中国家的贸易数据非对称非常显著，这些显著性差异不能仅仅被不可避免因素或结构型因素所解释。Hamanaka(2011)发现哥伦比亚贸易统计数据在进口数据以及细项数据的准确性上存在严重的问题。HeliSimola(2012)通过与其他贸易伙伴国统计数据对称性的比较，发现俄罗斯的进口数据质量逐年改善，但与其他发达国家仍有很大差距，尤其在细类统计数据方面。这种问题主要是由错误的分类以及故意误报导致的。
二、镜像数据和测度指标
(一)镜像数据的内涵理想状态下，贸易国与其伙伴国之间相对应的贸易统计数据应该是相等的，即A国对B国的商品或服务的出口(进口)应该等于B国对于A国的相同商品或服务的进口(出口)。这就是贸易统计数据完美对称的情形。但现实中，这种情况很少发生。两个国家间对应的贸易数据差异越大，说明两个国家间的非对称问题越突出。这里，伙伴国相对应的贸易数据被称为镜像数据(mirrordata)。贸易统计中的非对称性主要通过比较统计数据与镜像数据间的非对称性来衡量。欧洲统计局(Eurostat，1998)将镜像统计数据定义为“对一个贸易流的两个基础测度之间的双边比较”，“是发现非对称原因的一种基本工具”。镜像数据可以检测每个报告国所报告的贸易额与其伙伴国报告的贸易额的差距情况。当报告数据与镜像数据差异过大时，有助于识别报告国是否相对某个伙伴国所申报的数据偏高了或是偏低了，从而查找出现差异的原因，甚至查找统计环节中是否存在系统性误差、定义上的差异或者统计上的错误做法。
(二)非对称系数的测度目前，学术界大多采用的是Ferrantino和Wang(2008)提出的贸易差异度指标来衡量贸易统计数据的非对称程度。为了能更好地反映差异与均值的偏离程度，本文对该指标进行了修改，将贸易伙伴间的统计数据差异与他们报告数据的均值进行比较。本文将该指标称为非对称系数，主要用两种表达方式:一种是报告国是出口方，另一种是报告国是进口方。当系数为0时，贸易统计数据是完美对称。系数偏离0越多，说明贸易统计数据之间的非对称性越强。贸易差异度可以为正数也可以为负数，它可以用于估计一个国家相对于其贸易伙伴公布的数据而言，所报告贸易流是偏高了还是偏低了。
三、服务贸易双边镜像数据的比较
我国服务贸易统计始于1982年，最初的进出口总额仅为44亿美元，占全球服务贸易总额的0.6%。2013年我国服务贸易进出口总额达到5396.4亿美元，占全球总额的6%，居全球第三位，同比增长14.7%。在服务贸易大发展的背景下，高质量的服务贸易统计数据是加强对服务贸易的理论研究和政策支持、强化对服务贸易的国内管理和国际协调的前提。目前，我国国际服务贸易统计体系正在逐步建立，但是现有体系下所产生的统计数据能在多大程度上反映我国国际服务贸易的真实交易量是首先需要解答的问题。本文通过与主要贸易伙伴镜像数据的比较来对中国服务贸易统计数据的准确性进行初步探讨。本文中中国与贸易伙伴国的双边服务贸易数据主要来源于WTO官网、UNservicetrade数据库以及OECD数据库。
(一)我国主要服务贸易伙伴本文选取了与中国服务贸易交易量最大的中国香港、美国、欧盟、日本及韩国作为主要伙伴国(地区)进行研究。如表1所示，无论是“一般商业服务”还是分类服务贸易，中国与上述五个国家(地区)的服务贸易额大体都处于前五位的关系。中国与上述国家(地区)实现的服务进出口额占中国服务进出口总额的六成以上。其中，中国香港为中国最大的服务贸易伙伴，双边服务进出口总额约占中国服务进出口总额的1/4。中国香港仍为中国最大的服务出口目的地、进口来源地和顺差来源地。通过对与这些国家(地区)服务贸易统计数据非对称性的研究，有助于找出我国服务贸易统计数据存在的主要问题以及问题的主要方面。
(二)我国服务贸易统计数据的非对称性考虑到数据的可获取性以及时效性，本文主要以中国、中国香港、欧盟、美国、日本、韩国2011年双边贸易数据作为研究对象，分别对运输服务、旅游服务、其他商业服务以及一般商业服务四个类别进行研究。表2列出了2011年各国(地区)与其伙伴国(地区)之间出口数据和进口数据的非对称系数。系数为正，说明报告国(地区)的数据相对于镜像数据偏高;系数为负，说明报告国(地区)相对于伙伴国(地区)报告的数据偏低。此外，本文通过均值的比较来反映我国服务贸易统计数据非对称程度的整体水平(见表3)。系数绝对值越大，说明差异度越高。尤其是当系数的绝对值大于0.5时，属于统计数据极度不对称状态。从表2、表3中可以看出以下几点:第一，总体上，我国服务贸易统计数据的非对称情况要远高于商品贸易。但有一点值得注意的是，在商品贸易领域，中国进口数据非对称性异常突出，明显高于其他伙伴国(地区)水平。第二，我国服务出口数据非对称情况要比服务进口数据非对称情况严重，如表3所示，中国各类服务贸易出口统计数据的不对称性要高于其他贸易伙伴国(地区)。“其他服务贸易”统计数据不对称性最严重。其次是“运输服务贸易”。第三，其他商业服务贸易方面，各国(地区)统计数据不对称情况最普遍。在五个贸易伙伴国(地区)中，除欧盟外，进出口数据都与伙伴国(地区)存在极度不对称的情况。第四，运输服务贸易方面，中国对中国香港的出口数据以及中国对欧盟的进出口数据都存在极度不对称状态。第五，旅游服务贸易方面，数据非对称情况相对要少很多，但中国与美国旅游服务贸易的进出口数据存在严重的非对称。第六，在五个伙伴国(地区)中，与中国服务贸易出口统计数据差异最大的地区是中国香港。如图1、图2所示，中国内地与中国香港在所有四个服务部门的非对称系数都超过了0.5，尤其是运输服务和其他商业服务非对称系数甚至超过了1。中国与其他贸易伙伴国的非对称性情况不如与中国香港这么突出，主要在某个部门存在较明显的非对称性。例如中国与韩国主要在其他商业服务方面存在显著不对称，中国与欧盟在运输服务贸易方面存在显著不对称。
四、统计数据非对称的原因分析
(一)与其他国家服务贸易统计体系存在较大差异由于服务的无形性，服务贸易统计存在很大的难度。虽然目前国际上有通行的《服务贸易统计手册》和BPM5标准作为各国服务贸易统计制度的指导，但是各国的服务贸易统计体系仍存在很大的差异。首先，各国BOP范畴下服务贸易统计数据的采集方法不同。目前国际上通行做法有结算、调查混合三种。我国BOP服务贸易统计以间接申报制度为主，主要依赖结算系统来获取数据。中国香港的服务贸易数据以各项有关机构和住户的统计调查搜集为主，辅助行政记录而得。美国主要通过商务部经济分析局的调查问卷来获取服务贸易数据。而欧盟各国正逐渐由结算系统向混合或调查方式转变。随着网络技术的发达，许多服务贸易是通过电子转移的方式进行的，并没有向相关机构进行申报，并且大量的跨国公司内部交易的存在导致结算系统越来越难以反映真实的交易情况。目前，由结算系统向调查系统和混合系统转变是BOP服务贸易数据采集的一大趋势。我国主要通过结算系统来获取统计数据的做法已经落后服务贸易实践的发展。其次，各国对服务贸易统计口径贸易记录制度、货币折算标准不同及统计时间差异等原因都会造成统计结果的巨大差距。中美之间关于贸易顺差和逆差的多次争论就是例证。这种情况在服务贸易领域尤为明显。
(二)我国服务贸易统计制度环境不够完善从成功开展服务贸易统计的国家或地区看，它们都是在法律、制度的保障下有效地开展服务贸易统计工作的。美国国会于1985年通过了《国际投资和服务贸易调查法》，授权美国商务部经济分析局(BEA)为美国服务贸易的首要统计机构和首要机构，并授权经济分析局进行各行业服务交易的强制性调查以及国际直接投资的强制性调查，从而保障了美国服务贸易统计工作的顺利进行。中国香港则根据《普查及统计条例》(第316章)及附属法例收集服务贸易统计数据，这是中国香港服务贸易统计领域的最重要立法。长期以来，由于缺乏服务贸易统计制度，缺乏服务贸易统计归口管理部门，中国的服务贸易统计工作明显落后于发达国家(地区)。虽然《国际服务贸易统计制度》(以下简称《制度》)于2008年1月1日正式实施，并且2012年进行了修订，但整体而言，《制度》对数据(尤其是占服务贸易总额一半以上的运输、旅游、通信、金融和保险数据)的采集和使用等方面的指导过于笼统，缺乏可操作性。例如，在《制度》中指出“运输、旅游、通信服务、金融服务、保险服务等进出口数据则利用相关部门行政记录、统计资料以及测算数据和其他信息源进行统计”，但是具体、统一的指导意见和要求却缺位。这导致各省(直辖市、自治区)采集的服务贸易数据不完整、不可比。《制度》中虽然强化了企业直报的调查方式，但却对拒报、迟报、伪报、篡改统计数据的行为缺乏监管和惩处力度。另外，目前我国服务贸易统计是商务部、外汇管理局以及各个服务业管理机构并行的多头统计管理体系，各自统计口径的差异也影响统计数据质量。
(三)服务贸易统计工作自身的复杂性《服务贸易总协定》将国际服务贸易分为12大类共155个服务项目，涉及经济生活的各个方面，相关服务企业数量众多。服务贸易有跨境交付、商业存在、境外消费和自然人流动等四种模式，涉及服务、人员、资本等流动。服务贸易调查对象广泛，服务经济活动形式多样，都为服务贸易统计增加了极大的难度。由于服务的特殊性，有许多服务是依附在货物上的，服务价值很难剥离。如运费大部分时候是与商品的价格打包以报价的形式反映出来。此外，如嵌入在出口或进口货物上的软件、知识产权的价值等。随着网络通信技术和交通运输技术的发展，服务贸易量激增，贸易形式日新月异，许多服务贸易数据很难被捕捉。另外，许多服务贸易数据基本上来自政府或民间机构的定期调查和普查。调查包括对国内外公司合同的调查、对服务业雇工情况的调查、对服务价格信息的调查等。普查一般不间断进行，涉及的范围更广一些。但由于经费和人力有限，采用调查或普查的方法会面临一些潜在的问题，例如，一些国家在调查或普查时更多地采用抽样方法获得服务贸易数据，多少带有猜测估计的因素，缺乏应有的可靠性和真实性。如果在调查过程中匆忙行事，对样本缺乏必要的评估，对调查程序缺乏严格控制或对调查资料缺乏严格的审核等，就会使调查结果以偏概全，错误百出。本文中研究的“其他商业服务”是一个杂项类，是不包含运输与旅游服务之外的所有商业服务。根据BPM5中的定义，“其他商业服务”应包括通信，建筑，保险，金融，计算机和信息，专有权利费和特许费，其他商业服务，个人、文化及娱乐服务，视听及相关服务等。这些服务类别涉及门类多、交易形式多样，不同采集方法下产生的数据差异值将更大。“其他商业服务”作为多种细项服务类数据的加总，也会导致各种差异的叠加，将进一步加大统计数据间的差异程度。
(四)与某些国家间可能存在系统性差异本文前面的分析适用于解释各国之间统计数据差异的一般性原因，但却不能有效解释中国与贸易伙伴国(地区)在特定服务贸易领域中长期存在的显著差异。例如，在运输服务和其他商业服务领域，中国出口数据与中国香港的镜像数据一直处于差异异常显著的状态。要解释这些差异产生的原因，需要了解两个国家(地区)间贸易及其统计的实践特点。本文以运输服务贸易为例，尝试分析统计数据不对称的系统性原因。自中国入世以来，中国香港的转口贸易功能进一步强化。经香港转口出口额占全部香港出口额的比重近年来一直呈上升趋势，2001年为89.63%，而到2010年一路上升为97.71%，到2011年7月，这一比重又上升0.2个百分点，为97.91%。在中国香港的转口贸易中，内地一直扮演着最重要的角色。1998年以来，转口贸易中来源于内地的货值占总货值的比例一直稳定在60%左右，2010年来源于中国内地的转口额占香港全部转口货值的61.5%。本文认为转口贸易可能加剧了两地之间运输统计数据差异。我国运输服务贸易的出口主要基于国际收支统计间接申报，根据我国运输服务企业提供的服务国际收支数据获取。当我国的承运人将货物运至香港转口时，这段运输服务记为中国内地对中国香港的“运输服务出口”。在运输服务进口方面，当前国际范围内广泛应用的是依据货物进口数据进行估算。估算方法如下:货运服务进口=按CIF计算的商品进口总额×运费系数×外国承运人在外贸运输市场的份额。在贸易实践中，在中国内地输往香港的货物中，如果其中有些货物在香港解释作转运或者是过境，这些货物不在香港做进一步的加工，也不在香港消费、转卖，那么这些货物按照香港特别行政区的规定就可以不必向海关提交报关单。因此，这些货物也就不列入香港统计的内地的进口。而香港运输服务进口也可能因为货物进口数据的缺失而缺失，即不存在相对应的香港从中国内地的“运输服务进口”。因此，转口贸易的大量存在以及两地之间在统计实践上的差别，可能是造成两地运输服务统计数据差异的一个重要原因。
五、改进的对策
(一)建立内外协调、统一的服务贸易统计制度服务贸易统计涉及门类众多，经济活动形式多样，是一项十分艰难的工作。一个健全的服务贸易统计制度首先要做到内外协调统一。外部体现在，我国的统计制度应与国际通行的统计准则相协调。当前，《国际服务贸易统计手册》(以下简称《手册》)从广义上提出了一个国际公认的国际服务贸易统计编制和报告的框架，包括编制国际服务贸易统计的指导性意见和操作流程。我国应进一步提升服务贸易统计制度与《手册》的协调统一性，尽可能按照《手册》的要求来设计制度和相关实施细则。只有加强对外的协调统一，才可以进一步提高服务贸易统计数据的国际可比性。内部体现在，加强服务贸易统计与已有统计体系间的协调。其一，加强与国际收支统计体系下服务贸易统计的协调。我国以前的服务进出口统计主要通过国际收支核算体系获取，由外汇管理局负责。《国际服务贸易统计制度》实施后，商务部负责服务进出口数据的汇总和编制。两者在统计分类、归口管理、统计手段上都存在很大差异，两套统计体系并行会造成服务贸易统计方面的混乱。其二，加强与已有外资及对外直接投资统计的协调。建立FATS统计可以充分利用现有的外商投资统计和对外直接投资统计，加强与现有外资和对外投资统计的协调，能节约大量社会成本。其三，加强各地区间服务贸易统计实践的协调。服务贸易统计实施细则的缺位导致各地服务贸易统计具体操作存在一定差异，对地区间统计数据的可比性产生负面影响。
(二)完善服务贸易统计立法和执法工作虽然《中国服务贸易统计制度》为服务贸易统计工作奠定了一定的立法基础，但是具体实施层面却缺乏立法保障。从国外经验来看，完善各种形式的服务提供者和消费者的贸易登记制度，并以法令的形式加以规范，将极大地提高服务贸易信息反馈的数据和质量。因此，我国需进一步加大对服务贸易统计实践环节的立法工作。除了需要立法保障外，还应加大执法检查力度。根据有关法律对拒保、迟报、伪报、篡改统计数据的单位进行严肃查处，直到追究法律责任，以保证统计数据的真实性。
(三)加强与其他国家服务贸易统计的经验交流和学习目前，美国已形成最科学、最完整和最具推广意义的服务贸易统计体系和统计方法。美国还是世界上最早能够提供与GATS服务贸易概念一致、连续、系统的双向服务贸易统计数据的国家。欧盟国家也较早地进行了有益的探索并付诸实践，目前欧盟大多数国家均能依据BPM5收集服务贸易统计数据，并可提供内外向FATS数据。上述国家的做法和经验丰富了国际公认的《国际服务贸易统计手册》内容，对我国具有许多可借鉴之处。我国应通过与具有丰富统计经验的国家的交流和学习，发现和比较各国的做法，促进国外好的经验和做法在我国的推广。例如，在数据采集渠道方面，通过借鉴美国和欧盟等服务贸易统计数据收集方面的先进经验，更多地采用抽样调查、问卷调查、重点调查等方法收集服务贸易数据。
进口贸易数据范文5
关键词 内含污染；贸易内含污染条件；投入产出法；总污染强度
中图分类号 F740 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2011）02-0011-07
中国经济高速增长的一个显著特征是对外贸易的比重不断增长，但与此同时，污染通过贸易和投资等形式进入我国。美国是中国最大的出口伙伴国，也是最大的贸易顺差来源地。随着中国对美国贸易额的持续增长，贸易顺差也大幅扩大。据海关统计，2008年中国对美国出口2 523亿美元，自美国进口814.4亿美元，对美贸易实现顺差1 708．6亿美元，增长4．6％。外贸顺差过大已经成为中美贸易摩擦的突出问题，但目前的研究较多地是关注外贸顺差对经济、政治和社会的影响,而较少注意中美贸易顺差对环境的影响。本文以中美双边贸易为研究对象，采用投入产出的内含污染方法，试图回答以下问题：国际贸易谁受益（或受损）更多，发达国家还是发展中国家？这些受益（或受损）随时间的变动趋势是什么？资本密集型国家是否会更多地出口污染密集型产品，发展中国家是否会减少污染密集型产品的出口？
1 问题的提出
贸易全球化对环境的影响是多方面的。全球化使贸易份额占世界GDP比重越来越大，这引起了一些环境保护者的担心，直接原因是贸易活动本身就会产生污染，间接原因是环境标准较低的发展中国家在污染密集型产业上具有比较优势，贸易自由化会使这些国家专业化生产污染密集型产品，成为污染避难所（Pollution Haven）。环境规制对产业区位布局是否有显著的影响是贸易与环境研究的热点问题。对这一问题的肯定回答会产生以下一系列相关的问题：发达国家的环境主义者担心，由于较高环境标准的国家的政府所承受的产业界的政治压力，因此与较低环境标准的国家进行贸易时会竞相降低环境标准，导致全球环境标准“向低看齐”(Race to the Bottom)。同时，发达国家的自由贸易主义者担心，污染产业迁移至环境标准较宽松的国家，将导致环境规制较宽松的国家在污染产业的生产上具有竞争力，因此，企业界倡议需要“平整游戏场所”(Level the Playing Field）以协调各国的环境标准，例如对环境标准较为宽松的国家的产品征收进口附加税以提供公平的竞争环境。
有关污染避难所研究的计量检验都需要解决解释变量的内生性，而大多数发展中国家都存在数据不足和数据质量不高的问题。Taylor［1-2］指出：可能解决上述问题的其中一个方法是采用投入产出法，该方法的优点如下：第一，不依赖于污染排放的长期时序数据的可获得性；第二，充分考虑经济生产部门的相互依赖性，这对污染排放的分析至关重要［3］。另外，中美双边贸易中，如果只是从外贸顺差数字上来看，中国得到了比较可观的经济利益，但是很少有研究关注隐藏在经济利益背后的生态利益。在生态要素投入核算中，目前研究大多只考虑最终产品所产生的污染，而忽略了中间产品生产过程中产生的污染，这种不全面、不合理的污染成本核算方法，掩盖了商品生产的真实情况。
傅京燕等：中美贸易与污染避难所假说的实证研究中国人口•资源与环境 2011年 第2期本文使用1987-2004年世界银行Trade, Production, and Protection 数据库和IPPS公布的ISIC三位数代码划分的28个制造业行业数据的16种污染物的直接排放系数，采用非竞争性投入产出表考察1987-2004年中国和美国双边贸易的内含污染情况。本文首先给出贸易内含污染量和PTT指标的定义，然后通过PTT指标检验中美两国间贸易的环境利益的得失，即检验污染避难所效应成立，还是要素禀赋效应成立？本文的主要贡献如下：①采用非竞争型投入产出表计算中美双边贸易的内含污染，通过剔除进口中间投入品的影响，从而避免了中国对美国出口贸易内含污染的高估。②基于双边贸易的视角，能克服现有内含污染研究中对进口国的中间投入系数的选择的困难。采用投入产出方法的最大困难是进口国内含污染的确定［4］。在多边贸易中，由于进口涉及众多的贸易伙伴，因此需要每一个国家的投入产出表，由于数据的可获得性的限制，现有文献多数只讨论出口内含污染，回避了进口内含污染。少数文献有所讨论，主要采用“替代效应”的方法，即选用出口国或者进口替代国的投入产出表计算中国进口的内含污染［5-6］。但这与实际情况相差甚远，由于发达国家的污染强度低于发展中国家，因此按产品价值计算的替代效应会严重高估进口产品的内含污染。这也说明从双边贸易的角度进行研究，可以弥补采用“进口同质性假设”或“进口替代假设”以及其他随意性过大的技术系数选择方式的不足。
2 理论背景与分析方法
2．1 理论背景
对于污染避难所效应的讨论，其中一种解决方法是考察进口的内含污染（Pollution Content of Imports，PCI）。现实中，由于部门间各污染物的污染强度不同，衡量进口的内含污染需要区分不同的污染物及考虑部门的多样性。假设Mijs为i国s部门从j国的进口值，gkjs为j国s部门污染物k的单位产值排放（即污染强度），Zkij和Gkij分别为i国s部门从j国进口内含污染物k的总量和单位量，则：
Zkij=ΣsgkjsMijs；Gkij=ZkijMij=Σsgkjsuij（1）
其中，Mij=ΣsMijk，uijk是i国s部门从j国进口占总进口的份额，该指标衡量的是工业部门的整体分布情况，它的数值对行业和污染物间的排放量差异很敏感。
在赫克歇尔-俄林理论模型下，假定两个国家（发达国家N和发展中国家S）生产两种商品（污染产品和清洁产品），发达国家和发展中国家单位产出产生的污染相等，即假设两国的污染强度相等。除了发达国家的人均收入高于发展中国家之外，两个国家在其他方面都相同。假设环境质量是正常品，因此发达国家的环境规制会更严格，从而发达国家从发展中国家进口的污染产品大于零，发达国家从发展中国家进口存在内含污染（PCINS>0）。而发展中国家将从发达国家进口清洁产品，所以发展中国家从发达国家进口的内含污染等于0 ，即PCISN=0 。因此，在世界上只有两种商品的假设下，发达国家从发展中国家进口内含污染量大于0，而发展中国家从发达国家进口的污染含量为0。将以上的结论扩展到多种商品的情况下，我们可以得到以下结论：发展中国家从发达国家进口的内含污染不为零，而发达国家从发展中国家进口的内含污染大于发展中国家从发达国家进口的内含污染，即PCISN≠0，PCINS>PCISN。
以下我们再引入要素禀赋的差异，假设污染密集型行业是资本密集型的，发达国家为资本相对富裕的国家。如果污染避难所效应较小，那么要素禀赋对比较优势的影响就相对重要，即要素禀赋效应大于污染避难所效应，那么发展中国家将进口污染产品。虽然发展中国家的环境规制相对较低，但是要素禀赋效应可以抵消污染避难所效应，要素禀赋假说现象产生。我们可以得到以下结论：发达国家从发展中国家进口的内含污染小于发展中国家从发达国家进口的内含污染，即PCINS
因此，污染避难所效应和要素禀赋效应对世界范围内国家间进口的内含污染的分配起决定作用，它们对分析全球化或环境政策的改变对贸易内含污染具有重要影响。
2．2 分析方法
本文采用Antweiler的贸易内含污染条件PTT(Pollution Terms of Trade，PPT) 指标的计算方法。假设一国每年的投入产出关系为：
Q=BQ+D（2）
其中，Q［I×1］是产值向量，B［I×I］是中间投入系数矩阵，B［I×I］中的元素bnm代表m行业单位产值需要n行业投入的产值。D［I×1］是最终需求矩阵，最终需求可以进一步分解为对本国生产产品的最终消费DD［I×I］、对进口产品的最终消费DM［I×I］和国内生产但用于出口的产品DX［I×I］。下标I为行业数目，这I个行业生产的产品用做最终消费或者作为本行业和其他行业的中间投入。我们可以通过求解方程（2）得到Q：
Q=(-B)-1D（3）
其中，［I×I］是单位矩阵。T=(-B)-1被称为Leontief总需求矩阵。每个元素tnm表示m行业单位产值需要n行业直接和间接投入的产值。包括n行业使用其他行业（生产m使用）和其他行业的投入（即中间投入的投入）等等。最终需求向量D［I×1］的内含污染物排放量e，可由下式得出：
e=PQ=P(-B)-1D=AD（4）
其中，P［1×I］是直接污染强度向量（单位产值污染），A［1×I］=P(-B)-1是包含投入产出关系的总污染强度向量。使用总污染强度A［1×I］取代直接污染强度P［1×I］计算内含污染量，即考虑了包含中间产品产生的所有污染。
单位出口内含污染（FXct）的公式如下：
FXct=ActXctj′IXct（5）
其中，Xct［I×1］是c国t年的出口向量，j′I［1×I］是单位向量，j′I=［1…1］。分子为本国的总污染强度乘以本国的出口值。
类似地，单位进口的内含污染（FMct）的公式如下：
FMct=Σj≠c(AjtMcjt)j′IMct（6）
这里Mjct［I×1］是[WTBX]c国t年从j国的进口向量。分子为各进口国的总污染强度乘以相应的进口值再加总。由于各进口国商品生产过程的中间投入情况不同，因此计算各进口国的总污染强度过程中各进口国使用不同的中间投入系数。
PTT指标是单位出口内含污染量除以单位进口内含污染量：
PTT=FXctFMct（7）
如果PTT的数值大于1，意味着一国平均出口商品污染密集度相比其进口商品的污染密集度要高；反之也成立。以上为一国在多边贸易情况下PTT指标的计算公式，接下来我们扩展到双边贸易的情况。当只考虑中美双边贸易时，双边贸易的PTT指标计算公式如下：
PTT=PCINSPCISN（8）
与公式（1）不同的是，公式（1）中的污染强度（gkjs）为不考虑投入产出的单位产值内含污染量，这里的PCI为考虑投入产出的单位进口内含污染量。其中，N表示美国，S表示中国，PCINS是美国从中国进口的单位内含污染量；PCISN是中国从美国进口的单位内含污染量。如果PTT的数值大于1，这意味着美国从中国进口的单位内含污染量大于中国从美国进口的单位内含污染量，则污染避难所现象存在；如果PTT小于1，则要素禀赋假说现象存在。
3 数据来源及处理
3．1 非竞争型投入产出表的选用及处理
本文所使用的投入产出表的数据来源于美国GTAP 4（The Global Trade Analysis Project）数据库的数据。GTAP部门的分类采用的是国际标准产业分类（ISIC）代码3位数划分标准，但该投入产出表只公布了制造业ISIC三位数代码的26个行业的数值，缺少ISIC324（鞋类）和ISIC356（塑料制品）这两个行业的数据。我们采用JeanMarie and Grether［7］的方法，使用相关行业的数据进行替代，ISIC324（鞋类）使用ISIC323（皮革制品）的中间投入系数，ISIC356（塑料制品）使用ISIC355（橡胶制品）的中间投入系数。
GTAP数据库对每个国家提供了两个投入产出表。第一个表为生产单位产值X需要商品Y的投入；中间投入系数值的计算方法为： (进口+国内中间产品的采购)／X部门总产出(出口+国内中间产品的采购+家庭购买+政府购买)。第二个表为Y部门国内生产出售给行业X的份额。中间投入系数值的计算方法为：X部门从Y部门国内采购的中间产品除以X部门总产出。即第一个表为竞争型投入产出系数表，第二个表为非竞争型投入产出系数表中的国产品交易表。从生产的角度看，国内生产过程的投入，一部分来自进口中间产品，另一部分来自国内投入。非竞争型投入产出表对各生产部门消耗的进口中间投入部分以及最终使用部分中进口部分予以了剔除。由于我国尚未编制非竞争型投入产出表，使用该表的中间投入系数计算得到的污染排放包括了进口中间投入品的贡献，有部分高估。因此本文使用GTAP数据库非竞争型投入产出表的中间投入系数构造中国制造业的总污染强度。
由于出口是最终需求的一部分，本文在计算中美双边贸易的总污染强度时，中国出口（美国进口）的内含污染使用中国的投入产出表计算，中国进口（美国出口）的内含污染使用美国的投入产出表计算。
3．2 进出口数据的选取
本文使用世界银行的Trade, Production, and Protection 1976-2004数据库。该数据库提供ISIC三位数28个产业的中美双边贸易数据计算。单位为千美元。该数据库的主要贡献在于把不同分类标准的数据进行了匹配，尤其是基于贸易和关税数据的产品划分标准（SITC和HS标准）转换为基于产业的贸易数据（ISIC标准）。该数据库包括两个独立的子库：第1个子库覆盖了67个经济体ISIC3分位的28个制造业的数据，第2个子库覆盖了24个国家ISIC4分位的81个制造业的数据。由于中国在四分位的商品贸易上没有贸易数据，所以本文使用三分位数据进行分析。
3．3 污染数据的来源
本文的直接污染强度系数来自世界银行的“产业污染排放系统”（Industrial Pollution Projection System, IPPS，1987），IPPS提供了基于ISIC划分的三分位的28个制造业的每百万美元产值污染排放量（直接污染强度）。IPPS提供了工业对大气和水体排放的16种污染物的直接污染强度数据，这16种污染物分别为：①空气污染物:二氧化氮（NO2）、微粒（PM10）、二氧化硫（SO2）、一氧化碳（CO）、总悬浮颗粒物（PT）和挥发性有机化合物（VOC）；②水体污染物：生物耗氧量(BOD)、悬浮物(TSS)；③有毒物质。有毒物质包括四种：总的有毒物质(ToxTot)、空气中包含的有毒物质（ToxAir）、土壤中包含的有毒物质（ToxLand）和水体中包含的有毒化学物质（ToxWat）；④生物蓄积性金属。生物蓄积性金属包括四种：总的生物蓄积性金属（MetTot）、空气中包含的生物蓄积性金属（MetAir）、土壤中包含的生物蓄积性金属(MetLand)和水体中包含的生物蓄积性金属(MetWat)。
4 中美贸易内含污染的测算结果
4．1 中美两国制造业分行业总污染强度分析
本文首先根据方程（4）的投入产出法，使用IPPS给定的16种污染物直接污染强度P［1×I］计算出总污染强度A［1×I］。另外，由于污染强度评价指标体系由IPPS的16种污染物构成，因此为了消除这16种污染物的不可公度性，本文使用公式（9）对这16个指标进行标准化处理：
UEj=UEj-Min(UEj)Max(UEj)-Min(UEj)（9）
其中，UEj为各行业污染物j的总污染强度，Max(UEj)和Min(UEj)分别为污染物的总污染强度在所有行业中的最大值和最小值，最后再按照（9）式将16个污染物标准化后的指标等权加总得到经过标准化后的污染物的总污染强度。表1是中美两国16种污染物的行业总污染强度及排序。
表1中，中美两国总污染强度最高的四个行业相同，分别为工业化学、其他化学、橡胶制品、塑料制品。有一些行业在美国比中国“清洁”，例如，美国的纺织业总污染强度为2.809，低于该行业在中国的数值4.434；非金属行业在美国的总污染强度为1.805，低于中国非金属行业的总污染强度3.474；机械设备行业在美国的总污染强度为
表1 中美两国总污染强度及排序
Tab.1 The aggregate pollution intensity and its
Rank of China and the US
ISIC3行业描述
Sector美国总污染
强度和排序
US aggregate
pollution inlensity
and rank中国总污染
强度和排序
4.160，低于该行业在中国的总污染强度6.913。此外，美国的皮革、鞋类、石油冶炼、石油和煤制品、陶瓷、玻璃制品行业的总污染强度也都低于相关行业在中国的数值。
另外一些行业在美国比中国“肮脏”，例如，纸及纸制品行业在美国排名第6中国排名14；印刷行业在美国排名第8中国排名17；有色金属在美国排名第9中国排名20；交通设备在美国排名第5中国排名21。此外，美国的食品、木制品、家具、金属制品、电子机械和专业科技设备行业的总污染强度也都大于相关行业在中国的数值。
这种排序的变化说明有相当一部分行业的污染水平远不止于其生产中直接消耗的环境资源，一旦计算其完全污染排放量之后，这些行业就从低污染行业变为高污染行业。因此，在考虑行业的污染水平时，有必要深入考察其层层生产工艺的污染消耗及所消耗的其他中间品的生产过程中所耗费的环境资源。表1计算的中美污染产业排序的不同说明了两国各行业生产过程和所需的中间投入的不同导致了各行业在两国的总污染强度不同，这说明为了更真实地衡量进口内含污染量，应采用生产国的投入产出表来计算总污染强度。
4．2 中美双边贸易的PTT指标及其变动情况
由于16种污染物太多，本文选取ToxTot（有毒化学物质总量）、MetTot（生物蓄积性金属总量）、BOD、TSS、NO2、PM10、SO2、CO、PT和VOC这十种污染物作为代表，计算1987-2004年中美制造业双边贸易内含10种污染物的PTT指标值。
表2中，MetTot和TSS这两个污染物在1987-2004年这18年期间的PTT指标值都大于1，且数值很高，在2004年，MetTot和TSS这两个污染物的PTT指标值分别为1.74和1.61，高于其他污染物的数值，这说明在中美双边贸易中，这两种污染物中国对美国的出口一直大于进口，对我国的环境造成严重损害。其他污染物在1992年之前在1左右波动，但1992年之后，所有污染物的PTT指标值都大于1，且有增长的趋势，这说明美国从中国进口内含污染量大于中国从美国进口内含污染量，即PCINS>PCISN，美国从 中国进口的污染强度比中国从美国进口的污染强度要高，因此污染避难所效应成立，在中美双边贸易中，中国环境受损、美国环境获利。从变动趋势看，中美双边贸易的PTT指标值变动相对比较平缓，1994年之后PTT指标值明显变小，1994-2001年PTT指标值平稳增长，在2001年达到顶峰，随后2002-2004年之间各污染物的PTT指标值有变小的趋势，即加入WTO后，美国从中国进口内含污染量PCINS有所变小，中国从美国进口内含污染量PCISN有所变大。这说明随着我国贸易自由化的推进，贸易模式的调整使我国更多地从国外进口我国不具有比较优势的污染密集型产品，这种贸易模式的调整可以从产业层面上节约资源，减少环境资源的出口，从而更有效地利用贸易输入更多的环境容量。不过，相对于当前中国面临的环境形势而言, 进口减少的污染排放比重似乎还不够高。从缓解环境约束的角度看, 进口的潜力似乎还需要进一步发挥。
4．3 中美双边贸易内含污染的主要部门来源
中美两国制造业部门的污染程度不同，产业出口结构也有很大差异，表3是2004年中美双边贸易下中国10种污染物出口内含污染的五大部门来源。表3中，中国出口内含污染的主要部门来源在10种污染物中的排序基本相同，排名前四位的部门分别为塑料制品、机械设备、工业化
学和纺织业，其中塑料制品、机械设备和工业化学这三个部门出口内含10种污染物占总污染的百分比都超过10%，纺织业出口内含10种污染物占总污染的比例都在8%左右。排名第五位的部门依污染物的不同而不同，分别为其他化学（ToxTot、BOD、NO2、CO、PT和VOC）、其他制造业（TSS、PM10和SO2）和电子机械(MetTot)。
表4是2004年中美双边贸易下中国10种污染物的进口内含污染的部门来源。对于所选的10种污染物，中国从美国进口内含污染来源的前3个部门分别是工业化学、机械设备和交通设备，这三个部门进口内含10种污染物占总污染的百分比都超过10%。其中工业化学的比例很大，除了污染物MetTot和TSS的比值分别为40.63%和39.19%，其他污染物进口内含污染占总污染的百分比都在50%左右，可见中国通过从美国进口，减少了很多工业化学制品生产所产生的污染。排名第四的部门来源主要是电子机械，排名第五的污染部门为其他化学（ToxTot、NO2、PM10、SO2、CO、PT和VOC）、有色金属（MetTot）、电子机械（BOD）和纸及纸制品（TSS）。
5 结论和政策启示
本文使用非竞争型的投入产出表，利用1987-2004年世界银行Trade, Production, and Protection 1976-2004数据库和IPPS公布的ISIC三分位代码划分的28个制造业行业数据，将美国作为发达国家代表，将中国作为发展中国家代表，通过计算中美自由贸易内含污染量，即中美双边贸易各方的环境得失，考察自由贸易对发达国家和发展中国家环境的影响，检验污染避难所效应（要素禀赋效应）是否存在。本文首先计算28个行业的完全污染系数,并将此结果运用到贸易数据中,计算出中美双边贸易中的完全含污量。计算结果发现，行业完全污染系数大大高于直接能耗系数,并且行业耗能量排名有较大变化,原先相对低污染的产业在考虑了完全能耗之后变成高耗能的产业。该结论说明了综合考察行业完全能耗的重要性,并为今后计算行业能源密集度和进行能耗分析的研究提供了新的计算参考。计算结果发现：在考虑中间产品产生污染的情况下，1992年之后所有污染物的PTT值都大于1，这意味着在双边贸易中，美国从中国进口内含污染量大于中国从美国进口内含污染量，美国的进口比中国的进口污染强度更高。污染避难所效应成立，中美双边贸易中，中国环境受到损失、美国环境获利。但是，2002-2004年间各污染物的PTT有变小的趋势。此外，本文还得出中美制造业双边贸易中，中国出口内含污染主要来源于塑料制品、机械设备、工业化学这三个部门，进口内含污染主要来源于工业化学、机械设备和交通设备这三个部门，其中工业化学的比例很大（40%以上）。
本文的不足之处为没有考虑技术效应的作用，因为国际上没有统计进出口实际造成的污染数据（污染强度数据只有一年），所以本文只考察了规模效应及结构效应。从上面的计算结果可知，虽然在中美贸易中，中国一直处于顺差状态，但是在考虑投入产出情况下，美国从中国进口的污染强度比中国从美国进口的污染强度高，说明中国环境在双边贸易中受损、美国受益，这从“局部”证明了污染避难所假说在发达国家和发展中国家是存在的。
本文通过引入内含污染和“生态逆差”等新概念，发现虽然我国对外贸易价值量为顺差但资源环境却在产生“逆差”。 长期以来，我国以资源环境密集型产品出口为导向的、以量取胜的粗放型外贸增长模式在我国对外贸易中占有很高的比例，而这一外贸增长模式成为我国目前粗放式的、不可持续生产和消费方式的加速器，加剧了我国资源环境压力。这一结果的原因是由于我国外向型产业在国际产业链分工中处于低端位置，形成了进口多为高附加值产品和服务，而出口多为一般制造业产品的国际贸易结构，单位价值的进口与单位价值的出口消耗环境资源的不同，事实上造成了国际能源需求和环境成本的转移。相关的政策建议如下:
(1)改变出口产品和进口产品的结构是转变外贸增长方式、改善外贸环境条件的有效途径。我国政府已从2007年开始，对“两高一资”产品实施限制出口措施，这无疑会有利于降低出口产品的污染排放。后来由于经济危机保出口的压力，“两高一资”产品的出口退税有所恢复。在目前经济形势逐渐回暖的情况下，应继续推行对“两高一资”产品出口的限制。作为这一政策的对应面，则应该鼓励“两高一资”产品的进口，以提高进口产品的污染减排量，改善我国的贸易环境条件。通过以环境目标来优化贸易增长方式，调整出口贸易结构和促进产业结构升级优化，并最终实现贸易发展模式由“灰色贸易”向“绿色贸易”的根本性转变。
(2)加快发展国际服务贸易。服务贸易是典型的绿色经济模式，通过提高服务贸易比重、降低货物贸易比重，是降低污染排放的一条切实可行路子。目前，我国国际服务贸易规模较小，服务贸易增长潜力很大。基于我国目前的产业结构特点，应以服务外包、软件出口、技术引进、文化出口、建筑及有关工程服务、旅游相关服务、运输服务等为重点，培育一批本土有国际竞争力的服务贸易企业。
(3)积极引进发达国家的低污染和低碳型产业项目。由于我国的对外贸易中加工贸易占的比重较高，以外资带动的加工贸易所产生的污染不同忽视。一方面，应致力于从源头上严把外资项目质量，不断提高外资项目准入门槛，严格限制“两高一资”和低水平、过剩产能扩张类项目进驻，鼓励外资投向符合低碳经济发展要求的高端制造业、高新技术产业、新能源和节能环保产业以及现代服务业，建设高效益、低污染、高质量产业生产体系。另一方面，应积极引进国际低污染和低碳经济相关产业，推动我国低碳产业发展。
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The Empirical Test of ChinaUS Trade and Pollution Haven Hypothesis:
a Perspective from Embodied Pollution
FU Jingyan1 ZHANG Shanshan2
(1. School of Economics, Jinan University, Guangzhou Guangdong 510632, China;
2. School of Economics, Jinan University, Guangzhou Guangdong 510632, China)
进口贸易数据范文6
关键词：反倾销；宏观经济变量；中日贸易
中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）12-0-01
一、序言
在我国，从1997年第一例对外反倾销案例以来，反倾销和被反倾销一直是个热议的话题。尤其从2001年我国加入世界贸易组织以来，以欧美国家为代表的他国为了维持贸易平衡、抑制我国对外出口、保护本国的民族工业，频繁地对华实施反倾销，使得我国成了世界上被实施反倾销最多的国家。与此同时，我国对外实施的反倾销调查和反倾销措施也呈现出大幅度增加趋势。根据世界贸易组织统计，1995年到2010年期间，我国对日本进行了31次反倾销调查和25次反倾销措施，使得日本成了我国对外反倾销第二大对象国，仅次于其间我国对韩国实施的26次反倾销。究其原因，笔者认为主要是由于我国加入世贸组织以来，日本政府为了保护本国市场和本国企业的发展，对从我国的进口品实施非关税壁垒措施，使得我国对日贸易长期出现贸易逆差，并且对日本的贸易收支赤字幅度逐年增加。因此，我国政府不得不通过实施反倾销措施，以调节和控制与日本的对外贸易活动。基于此研究背景，本文将通过建立数量经济模型并利用相关统计数据进行实证分析，从而确定影响我国对日本实施反倾销的宏观因素。
二、变量选择及模型建立
前面提到本文的研究重点是试图寻找哪些宏观因素会影响我国政府对日实施反倾销，下面将通过一系列假设和说明，确定本文的宏观经济变量，从而建立数量经济模型加以分析。
假设1：随着我国国内失业率的增加，我国政府将强化对日本制品的反倾销措施。
一旦国内失业率增加，政府为了通过保护国内产业从而创造出更多的就业机会，采取强硬贸易政策的可能性会大大提高，其中包括对外反倾销措施。
假设2：随着我国GDP增长率的钝化，我国政府将强化对日本制品的反倾销措施。
一国GDP增长出现钝化现象时，该国政府在刺激出口的同时，采取强力的贸易措施来限制进口的可能性大大增加。因此，为了有利于恢复国内经济，政府会更多地实施像反倾销之类的贸易保护措施。
假设3：我国对外贸易收支出现赤字的情况越明显，我国政府将强化对日本制品的反倾销措施。
一国的整体贸易收支出现赤字的话，政府会通过对进口商品进行一定程度的控制，从而促使本国的贸易收支回到均衡水平。因此，在出现贸易顺差的时候，政府往往会对进口商品实施贸易救助；相反，在出现贸易逆差即贸易赤字时，一国政府对外国制品实施贸易限制措施的可能性增大。
假设4：随着我国对日本贸易逆差的出现，我国政府将强化对日本制品的反倾销措施。
一国在与特定国家进行国际贸易时出现贸易赤字，为了促使两国间贸易从不均衡回到均衡，贸易赤字发生国很可能对该特定国的商品实施限制进口的相关措施。因此，与特定国间出现贸易赤字的情况下，政府对该国产制品实施贸易限制措施的可能性增大。
假设5：随着我国进口渗透度的增大，我国政府将强化对日本制品的反倾销措施。
进口渗透度是衡量一国某产业的国内消费数量中进口所占比例的经济指标，其计算公式是：特定产品的进口额÷（国内生产额+进口额-出口额）。进口渗透度的增大会减少国内产业的成长机会，迫使该国政府对进口商品实施贸易限制措施。
根据假设1～5，建立如下数量经济模型：
其中，因变量Y表示中国对日本的反倾销件数，自变量RGDP﹑UI﹑TB﹑BTB﹑IPM则分别表示我国实质GDP增加率﹑失业率﹑整体贸易收支﹑中日贸易收支和我国进口渗透度（名义进口额/名义GDP），?表示误差项。
三、数据选取及实证分析
本文运用1999年到2010年12年间的季度数据对模型加以实证分析。鉴于我国国内公布的失业率数据只针对于已登记的城镇居民，缺乏说服力，笔者将国内数据作为参考，主要使用世界贸易组织（http：//）和日本财务贸易统计局（http：//customs.go.jp）官方公布的数据进行分析。数据经作者筛选整理而得，运用EVIEWS5.0软件，对已建立的模型做普通最小二乘法回归。
回归分析结果显示，变量失业率和中日贸易收支对应的回归系数通过了显著性检验，而其他三变量对应的回归系数不具备统计显著性。这表明，在我国国内失业率增加之时，由于如果继续大量进口日本制品，会让国内的同种企业面对更强的市场竞争，从而产生更多的失业者，因此，政府为了缓和国内失业率增加的现象，将强化对日本制品的反倾销措施。同样地，随着中日贸易逆差的出现，我国政府为了防止贸易逆差的累积，会通过加强对日本制品实施反倾销，限制日本制品的进口数量。另一方面，我国实质GDP增加率的变化﹑整体贸易收支以及进口渗透度不会明显地影响我国对日反倾销的实施。
四、结论
本文以经济理论为基础，通过建立数量经济模型并运用历年统计数据，旨在寻找影响我国对日反倾销的宏观经济变量。结果表明：主要影响我国对日反倾销的宏观因素是我国国内失业率和中日贸易收支，而非我国实质GDP增加率的变化﹑整体贸易收支和进口渗透度等因素。因此，为了减少中日贸易摩擦的发生，我国政府有必要在积极应对国内失业率上升问题的同时，适当调整对日进出口贸易规模，避免对日贸易长期出现赤字现象，为两国贸易实现均衡稳定发展﹑建立互利共赢局面而做出努力。
参考文献：
[1]Krugman， Obstfeld and Melitz， “International Economics： Theory & Policy”， Ninth Edition， Person， 2011.
[2]Prusa， Thomas J， “Why Are So Many Antidumping Petitions Withdrawn？” Canadian Journal of Economics 34（3）：591-611.2001.
