發布時間：2023-07-13 16:43:04
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的進口貿易數據樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
2.吉林大學經濟學院吉林長春130012
作者簡介：馮曉玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大學經濟學院博士研究生，大連海事大學經濟與管理學院教師，主要研究方向為中關經貿關系：
趙放(1961-)，北京人，吉林大學經濟學院博士、教授、博士生導師，主要研究方向為世界經濟、日本經濟。摘要：有關中關兩國貿易數據的統計差異歷來存在著很多爭議，其中香港的作用被廣泛提及。文章將中國途經香港到美國的商品分為“再出口”和“轉運”兩大類，以東、西行貿易的“鏡像數據”為基礎.將其分為五種貿易流向進行了分析比較，得出了香港在中國對美出口中的中介地位仍然不容忽視，從中國途經香港出口到美國的商品統計有一部分實際上是再出口，而不是轉運的結論。
關鍵詞：香港；再出口；轉運；鏡像數據；統計差異
中圖分類號：F207
文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美兩國的貿易數據統計差異之大有目共睹，對于兩國報告的貿易數據彼此存在差異的原因，其中有關香港的作用，國內外很多學者進行了探討，并給出了一些結論：Fung and Lau(1998,2003)認為，中美兩國統計的雙邊貿易差額數據都是不準確的，兩國貿易統計差異歸因于中美對經由香港轉口、轉口毛利和服務貿易的不同處理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)認為，中美在編纂雙邊數據上存在著較大的差異，包括不同的計價基礎和運輸時滯，特別是中國經由香港的轉口貿易，以及確認和正確的計價這些貿易流量的實際困難；Jialin Zhang(2000)認為，中美貿易失衡的主要問題在于美國使用原產地規則把經由香港轉口到美國的中國產品統計為美國自華進口，但是并不把經由香港轉口到中國的美國產品統計為美國對華出口，因而放大了美中貿易逆差；USCBC(2004)認為，美國的統計方法夸大了美中貿易逆差，因為美國按照f.a.s(裝運港船邊交貨)計價，進口按照c.i.f(成本加保險加運費)計價，并且美國把經由香港轉口到美國的中國商品都統計為美國自華進口，盡管香港的附加值高達25％。沈國兵(2005)將以上觀點進行了綜合，得出香港轉口貿易和轉口毛利是直接造成中美貿易數據失真和扭曲的原因之一的結論。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“鏡像數據”的分析方法，將途經香港的貨物分為“再出口”和“轉運”兩大類，探討其與中美貿易順差的關系。
一、再出口與轉運
在實際業務當中，再出口(re-export)和轉運(transshipment)經常被混淆，前者是指當進口的商品以某一香港買家為收貨人，該買家隨即擁有對該進口品的法定所有權，并且可能在再出口之前時商品進行一些不從根本上改變商品特性的加工；而后者指的是在同一聯運提單下的貨物，由香港外某地運至香港，而目的地為另一地時，在香港水域內的同一艘船上裝運或者由一艘船轉運至另一艘船上。轉運同為再出口而將貨物進口至香港是不同的，它屬于“過境中的商品”，通常并不通過香港海關的估價程序。
附表1和附表2提供了香港、中國、美國三者之間的貿易數據。附表1是中國和香港海關提供的雙邊貿易數據。附表2是由中國和香港海關提供的與美國進行貿易的有關數據。香港調查統計局將一國運往另一國的貨物分為四類，即進口、出口(包括本地出口和再出口)、向中國國內轉運、向中國以外的國家轉運。附表l中的A部分比較了香港和中國報告的貿易數據和香港的“在主要國家(國境)和裝運港上卸下的港口貨物”的數據問的區別，它表明中國報告的通過香港的出口(但是香港不一定是最終目的地)和香港報告的來自中國的進口兩者間的差異日益增大，類似的關系也可以在中國和香港對美國的出口數據和作為美國總貨物中的一部分的香港為中國轉運至美國的數據中找到(見附表2的A部分)。附表I中的B部分比較了中國和香港報告的貿易數據和香港“在主要國家(國境)和裝運港上裝運的港口貨物”的數據間的區別。它表明中國報告的通過香港的進口(但香港不一定為原產地)和香港報告的向中國的出口兩者間的差異日益增大，類似的關系也可以在中國和香港自美進口和作為來自美國進口的總船貨中的一部分的香港為美國向中國轉運的數據中找到(見附表2中B部分)。
由此可見，香港在中美貿易中的中介地位仍然是舉足輕重的。而在中國海關數據中，很有可能出現途經香港的出口中，一部分是通過香港再出口而另一部分是通過其轉運的情況。然而，這種情況很難通過經驗來確定，因為在香港的貿易和貨物數據中再出口是以美元來衡量，而轉運則是以公噸來計算，因此很難直接地比較兩者。要想明確中國通過香港的再出口與轉運及其同中國報告的直接出口和進口的關系，一個恰當的途徑就是海關要完全理解雙方在貿易數據上的顯著分別，所以在這里引入“鏡像數據”做進一步的探討。
二、鏡像數據與東、西行貿易
理論上說，一國對其貿易國的出口數據應與其貿易國相應的進口數據相匹配，二者稱為“鏡像數據”。本文使用以“東行貿易”和“西行貿易”為基礎編輯的鏡像數據來估算中國、香港、美國三者之間貿易數據的差異。在編輯鏡像數據時，一面用中國、香港所報告的數據，另一面則用美國報告的數據。鏡像數據的一對恰當的匹配指的是通過該途徑報告的貿易數據是可以互相印證的，然而很多原因導致了數據差異的存在。
(一)“鏡像數據”的引入按照聯合國指導方針，美國是按原產國來記錄進口數據的。美國所報告的來自中國的進口包括直接從中國的進口和通過香港及其他國家間接從中國的進口。而美國報告的來自香港的進口僅僅包括原產地為香港的進口。所以，在東行貿易(中國一美國的出口)中，鏡像數據中的出口一面應當是中國報告的出口到美國的數據、香港本地出口數據和香港報告的中國再出口到美國的數據之和，而進口一面的數據應當等于美國報告的來自香港和中國的總進口值之和。
類似的，在西行貿易(美國一中國的出口)中，鏡像數據中的出口一面應該等于美國報告的輸到中國的出口加上美國報告的輸到香港的總出口值之和，而進口一面應等于經過離岸價／到岸價調整后的中國和香港報告的來自美國的進口值減去美國途經香港再到中國的再出口值，這是因為美國通過香港間接對中國的出口將在中國和香港報告的進口中被計算兩次：一次是在貨物進入香港海關時，緊接著當再出口到中國時又會被中國海關計算一次。這就意味著中國和香港均是根據聯合國的指導方針，按照貨物的原產國來記錄數據的，這一點和美國做法相似。這樣做的好處在于通過避免調整香港再出口的標高價格，簡化了實際數據差異的估算，即通過這
種方法計算的數據差異的實際大小將免去由于估算香港再出口的標高價而產生誤差的難題，因此從統計上更加令人滿意。報告的貿易數據的鏡像聯系見圖1和圖2。
(二)東行貿易附表3列出了中國和香港對美國出口的官方鏡像數據，有關的調整以及對1995年至2006年問的統計差異的估計。它以美國官方報告的自中國和香港的進口開始，以中國和香港官方報告的同時期出口數據結束(該數據包括香港報告的對原產地為中國的商品向美國的再出口)。從附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中國和香港報告的輸至美國的出口量要高于美國報告的同時期從兩地輸入的進口量，到了1997年，兩者才大致相等。從1997年開始，雙方數據差異迅速增大，并在2004年達到最大差異點，相差19.53％。自1998年到2006年間，中國報告的輸至美國的出口量和美國報告的來自中國的進口量問的差距超過2倍。第二，在過去10年來，香港作為中國對美國出口貿易的中介人的地位迅速下降，從曾經超過60％的比例到目前大約14％的比例，而在香港再出口至美國的產品中，原產地為中國的產品占到了超過90％，該比例一直保持穩定。第三，香港本地對美國的出口量一直下降，并且隨著香港的經濟越來越以服務業為導向，這一趨勢可能還會持續下去。
(三)西行貿易附表4列出了中國和香港自美國進口的官方鏡像數據，有關的調整以及對1995年至2006年間的統計差異的估計。它以美國官方報告的對中國和香港的出口開始，經過了fob／eif的價格調整，另加上香港報告的對原產地為美國的商品再出口至中國的數據，最后以中國和香港官方報告的同時期的進口數據結束。
與東行貿易中的數據不同的是，1995-2006年間西行貿易總的統計差異似乎沒有明顯的模式。僅在其中的1999年和2004年，中國和香港報告的來自美國的進口額稍稍超出美國所報告的對其出口額，在余下的10年中，在鏡像數據的出口一面，統計差異比進口一面要大得多。這就意味著出于逃稅和其他動機，中國對來自美國的進口低報價的情況更為平常。該數據的其他顯著特征就是香港作為方便美國對華出口的地位逐漸下降。中國從美國進口的產品中，由香港再輸出的比例已由1995年的超過30％下降到2005年的12.4％。同時，由美國參與的香港通過中國再出口至其他國家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。
在貿易的雙流向中，同貿易合作者所報告的貿易數據問的估算有一些統計差異很容易被解釋，比如同荷蘭(由此最終出口到其他歐盟國家)、巴拿馬(中國出口至此地的商品中有很大一部分是要最終輸至美國的)的貿易，因為他們同樣也是世界轉口貿易的中心。但是中國和香港在同其他貿易者的貿易往來中由于存在著多種不同的原因，如走私、低報價等因素，因此需要對所搜集的數據問的整體差異進行進一步的分解，才可能找出導致統計差異逐漸擴大的主要原因。
三、通過貿易流的子部類來分解中美貿易間的統計差異
根據上文的以東西行貿易數據為基礎的鏡像數據顯示出了中美兩國與香港之間記錄的貿易數據差異，要進一步研究差異的來源，有必要進行貿易流向的分解。
(一)對鏡像數據進行的貿易子部類的分解在中國的出口數據中，中國海關要求貿易商說明啟運國和消費國，其中前者是指在出口貨物離開中國港口后下一個要到達的地點，它并不一定是貨物的最終目的國，而后者是指消費該出口貨物的最終目的國。以這一信息為基礎，可以將中國對美國的出口細分為三類。
a.美國既是啟運國又是消費國，這指的是中國直接對美國的出口；
h.香港是貨物的啟運地，但美國是消費國，這指的是出口貨物要通過香港轉運才能到達美國；
c.啟運國是除香港外的第三國，消費國是美國。
如前所述，香港調查統計局將進口和再出口時兩次不同的估價稱作“香港調高價”，而在通過香港的轉運中(通過香港港口的貨物而沒有通關)，只報告貨物的重量值而并非價值，所以香港的轉運數據僅以總量報告且以公噸為單位，對商品不進行分類。這就引發了一個問題：在中國海關數據中h類型貿易能否反映出通過香港的再出口或轉運。最明確的解釋就是h類數據能夠反映出轉運的有關數據，因為在大多數情況下，消費國與貨物第一次通關的國家是同一個，所以在中國報告的數據中再出口數據會被記錄為以香港作為消費地的出口，而不是對美國的出口。這類貿易就是傳統上被歸結為導致貿易統計差異的主要因素。因為貨物通常被香港的中間商支配，所以中國的出口商可能事實上并不清楚貨物的最終日的地。如果出口商知道貨物的最終目的地是美國的話，而貨物由于物流原因需要經過香港時，出口商很有可能會開立一張聯運提單以避免在香港通關時產生的費用和麻煩。然而，這樣理解并非總是可信的，如果一些中國出口商拒絕接受通過香港時的商品分類，那么有的再出口就要記錄在b類統計中。
這樣從中國和香港海關的數據中，就可以找出五種可能的貿易流，歸納如下：
C1.中國報告的對美國的直接出口；
C2.中國報告的通過香港對美國的出口；
c3.中國報告的通過第三國而非香港對美國的出口(C1-C3對應上文a-c)；
C4.香港報告的對美國的本地出口；
c5.香港報告的對原產地為中國的產品向美國的再出口。
正如前面討論過的美國的官方貿易數據僅僅指出的是貨物的原產地。但是，在美國商務部的詳細記錄的進口數據中，卻含有貨物是否在途中經過第三國到達美國的記錄，這一進口數據覆蓋了1995-2005年間美國從中國的所有進口數據。這里將這一數據作為美國報告的自香港進口的官方數據的一個補充，并將美國數據分為以下五類。
A1.從中國境內港口直接運至美國的貨物；
A2.從中國輸到美國的貨物，但最后一個啟運港是香港，貨物在香港并未通關；
A3.從中國輸到美國的貨物，但最后一個啟運港是在除香港外的第三國；
A4.美國對原產地為香港的貨物的進口(來自官方公布的數據)；
A5.從中國輸到美國的貨物，在運輸過程中在香港通關且最后一個啟運港是香港，即通過香港的再出口。
如果采用對上述C2的最簡單的理解，C1-C5同A1-A5之間依次存在著一一對應的關系，可以得出圖3中列出的五種鏡像關系。該圖中有兩個額外的盒子。右側標有問號的盒子上標注了在香港貨物數據中報告的通過香港轉運的數據。正如前面所提到的那樣，因為這些數據不標明商品的名稱也不以價值來記錄而是采用以公噸為單位記錄，所以不能把它們用作分析中。左側標有問號的盒子代表了原產于中國的產品通過第三國的對外再輸出。如果將c3理解為僅僅包括轉運而A3既包括轉運又包括再出口的話，就會潛在的遺漏一部分數據(即通過第一
國而不是香港的再出口)，而它們正是此盒子中代表的數據。
(二)中、港、美三方貿易數據的差異在恰當地找出美中貿易中鏡像數據的兩方面后，就可以定義數據差異的兩種衡量方法。第一種方法是在商品水平上衡量貿易雙方的差異。
在這里M指的是貿易者r在第t年從s國進口商品i的貿易數據，E指的是s國在第t年報告的輸到r方的商品i的出口值。這一指標總是用于衡量鏡像貿易數據雙方的差異。
第二個指標使用雙方報告的數據總和作為標準，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)間變化。當雙方報告的數據差別不大時，兩種方法得出的數值就會十分接近。
在東行貿易中，E等于中國報告的對貿易國的出口值、香港報告的對貿易國的本地出口值及其為中國的再出口值的和，M等于貿易國報告的來自中國和香港的進[1值之和。在西行貿易中，E等于貿易國報告的對中國和香港的出口值之和，而M等于中國與香港報告的來自貿易國的進口值減去香港報告的到中國的再出口值。
根據(1)、(2)計算出的中、港、美三方貿易數據的差異見表1。
對外貿易在經濟增長中具有重要作用。長期以來，很多人一直強調出口對一國經濟的重大影響，而關于對外貿易與經濟增長關系的研究文獻往往只關注和分析貿易開放度、出口與經濟增長的關系，很少注意進口與經濟增長的關系。直到最近幾年，人們開始意識到進口也可能對經濟增長產生積極的促進作用，相關的經驗研究文獻也因此陸續出現。日本經濟學家小島清認為貿易對經濟增長的作用是以貿易利益的形式來把握的，根據古典學派李嘉圖的比較成本理論，貿易利益主要是指進口利益，出口是獲得進口的手段。羅默（Romer,1993）利用76個發展中國家1960年的截面數據分析了機器和設備進口對生產的影響。科等人（Coeetal.,1997）考察了通過機器設備進口而流向欠發達國家的技術溢出效應。劉遵義（Lawrence,1999）在對20世紀80年代美國100多個制造業中國際競爭對其全要素生產率的影響進行了研究，發現進口競爭刺激了全要素生產率的提高。一些文獻還探討了普通進口和技術擴散之間的可能聯系（CoeandHelpman,1995；Keller,2001）。康諾利（Connolly,2003）用75個國家1965~1990年的專利數據代表這些國家的模仿與創新，量化了高科技產品進口對進口國（發展中國家）模仿與創新的溢出效應。針對我國進口與經濟增長的互動作用，我國有不少經濟學者就這一問題進行了定性或定量分析。普遍認為進口對經濟增長有推動作用（劉曉鵬，2001；張亞斌，2002；熊啟泉、楊十二，2005；廖進中、鄧海濱，2006；張亮，2006）。熊啟泉和楊十二（2005）的“重新審視進口再經濟增長中的作用”一文雖然應用了計量分析中比較前沿的研究方法，將定性分析和定量分析相結合，研究了進口貿易對GDP增長的動態影響及對經濟增長的傳導機制。楊全發等（1998）運用巴拉薩和費德等人建立的模型，對我國改革開放以來的數據進行線性回歸分析，得出出口的增長并不像想象的那樣對經濟增長起到促進作用。陳家勤從進口依存度和進口GDP增長彈性分析，得出我國進口的增長在GDP的增長中發揮了較大的作用。王建峰等依據已有的有關研究結果、數據、現實和歷史經驗提出對我國現行出口政策重新進行定位和調整，重新審視出口導向政策等等。因此，筆者認為，有必要再次對進口與經濟增長之間的關系進行討論。
首先從理論上分析當前適當增加進口的必要性與可能性，在此基礎上利用Eview5進行協整分析來檢驗進口對GDP增長的作用。我國長期以來一直實行出口導向性的戰略政策，不遺余力的推行以出口創匯為主要目標的對外貿易政策，這在很多程度上促進了經濟的發展。然而，隨著科技的發展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿易發展進入了一個新時期，國際貿易環境發生了很大的變化，對中國現行的對外貿易政策提出嚴峻的挑戰。隨著世界經濟發展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿易保護措施的最大受害者，出口貿易環境嚴重惡化。據統計，2003年中國對外貿易依存度高達60%，在如此高的貿易依存度下，增強產品在國際上的競爭力是經濟發展的必要手段，而一味追求產品出口創匯則對我國經濟發展構成威脅。過去，我國外貿政策主要放在規模與速度的增長上，追求貿易順差與外匯儲備，使企業片面強調多出口，多創匯，少進口，節約使用外匯，從而導致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿易條件惡化，出現“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿易的發展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環境，從而影響我國經濟發展。要解決中國當前面臨的這些問題，就要轉變對出口的態度，適當的增加進口。依據很多國家發展經驗，出口在很大程度上可以促進國民經濟的發展。但各國宏觀政策的實施依據國情進行，因此我們應立足國情來正確看待進出口對我國經濟增長的作用。
1進口貿易與經濟增長關系的理論研究
進口與經濟增長關系的研究最早可以追溯到古典經濟學時代。亞當•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經濟增長(交易生利)。大衛•李嘉圖指出,通過對外貿易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿易可以得到本國不能生產的原材料和機器設備等經濟持續發展所必須的物質材料，同時推動國內生產過程的創新和改良，提高勞動生產率；通過產品進口造成新的需求，刺激和引導新產業的成長。
受古典經濟學家上述觀點和理論的啟發，后來的經濟學家進一步探討了進口貿易對經濟的帶動問題。D•H•羅伯特遜和R•納克斯認為資本品的進口使該國取得國際分工的利益，大大節約了生產要素的投入量,它是經濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿易對經濟增長率影響效應理論，認為如果大量進口投資品，會使國內投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步，認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素，同時將經濟增長引入這一分析框架,把技術作為內生變量，研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者之間的互動關系。他們認為，技術通過中間產品的投入產生擴散。如果一國的R&D活動產生新的中間產品與現有的中間產品不同，或比現有的中間產品更好當這些中間產品出口時，進口國的生產力就會通過其貿易伙伴的研發效應和技術擴散得到提高。
2數據、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關數據，數據來源于2007的《中國統計年鑒》。根據研究問題的需要，按進口（M）、國內生產總值（GDP）等指標，作為樣本進行分析。
由于大多數時間序列數據都是非平穩的，不滿足傳統的多元回歸或其他方法對數據平穩的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關系，也會由于非平穩的序列帶有趨勢而顯現一定的關系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關系，然后進行驗證；而協整分析則是事后假定，即先判斷單整階數，只有變量間單整階數相同，或不同階數的變量經過組合后，理論上可能存在長期的均衡關系，才可以假定方程式。筆者根據研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數據作為樣本進行計量分析，在進行數據分析時，GDP按當年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協整關系。為考察進口貿易對經濟增長的關系，本文采用GDP、M的自然對數形式，分別記為LnGDP、LnM。
2.1樣本數據描述性分析
從我國進口貿易與經濟增長的對數圖（圖1）來看，在1985~2006年，我國進口貿易成上升趨勢，LnGDP也呈上升趨勢。序列表現不平穩，即序列使非平穩時間序列。LnGDP、LnM一階差分后，由圖2表明，新得到的數據序列沒有明顯的上升、下降趨勢，調整后的時間序列趨于平穩。
2.2樣本數據平穩性檢驗
在進行計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，即單位根檢驗。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）檢驗。
由于ADF=-1.739381，大于1%臨界值，所以LnGDP是非平穩的，ADF=1.737057同樣大于1%臨界值，所以LnM也是非平穩的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數，在一階差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩的，即LnGDP、LnM為一階單整變量，可以進行協整關系檢驗。D-W值在2附近，表明時間序列是非自相關的。
2.3Granger因果檢驗
進口貿易與經濟增長之間的因果關系用經濟計量方法檢驗可得。將LnGDP、LnM數據調入Eview5.0進行Granger因果檢驗，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，進口是促進經濟增長的原因，即進口和經濟增長之間具有Granger因果關系。所以筆者在做協整分析時可以根據經濟學有關理論，將進口作為經濟增長的一個原因來分析。
2.4協整分析
前面的單位根檢驗表明，我國GDP和進口貿易總額數據都是一階單整的，他們之間應該存在一個平穩的線性組合，即LnGDP、LnM之間有長期穩定關系。根據最小二乘法，可以定量確定LnGDP、LnM兩者之間的方程。
LnGDP、LnM之間協整回歸方程：
其中括號內給出的數字是t值。根據t值、R2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關性，進口每增長1%，GDP就隨之增長1.123%。
進行協整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩性，若殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的；反之，則不是協整的。其檢驗方法就是采取單位根（ADF）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設，即序列平穩。從殘差序列的單位根檢驗結果看，e在5%、10%的置信范圍，其ADF值均小于置信值，接受零假設，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩。進而說明LnGDP與LnM之間存在協整關系，即國內生產總值與進口之間存在穩定的均衡關系。
3結論
通過對我國進口貿易與經濟增長之間的實證分析，以及根據GDP、M因果關系分析，并在此基礎上建立協整分析，可以看出進口與國內生產總值之間存在較強的相關關系，盡管各自的增長是非平穩的，但LnGDP與LnM之間存在長期穩定均衡關系，進口在很大程度上可以促進國民經濟的增長。通過實證分析得出，進口與GDP之間存在協整關系，從長期來看，進口增加1%，會引起經濟增長1.123%。當前出口導向的政策不僅為我國對外貿易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產品導致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當增加原材料、設備、尤其是高科技產品的進口，這不僅有利于解決當前我國對外貿易存在的問題，而且有助于提高我國技術水平及資源使用率，實現產業結構升級，改變經濟增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當前的外匯儲備為我國增加進口提供了充足的資金。因此，要對我國的進出口有一個重新的認識，不能一味的強調出口、強調順差、“重出口輕進口”，要認識到進口對GDP的拉動作用，保持進口與出口的均衡發展，從而促進我國經濟持續健康增長。
參考文獻
【關鍵詞】中國-東盟；貿易效應；協整檢驗
一、引言
中國-東盟自由貿易區（CAFTA），于2002年11月簽署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面啟動，涵蓋11個國家、19億人口，是世界上人口最多的自由貿易區，也是發展中國家間最大的自由貿易區。
關于經濟一體化對貿易影響的研究比較成熟的是對歐洲經濟一體化的貿易效應研究，大部分研究發現，歐洲經濟一體化對于貿易是正的且顯著的效應。國內對中國-東盟的貿易效應研究顯示，CAFTA對貿易具有擴大效應，但對中國的凈的貿易效應為負。陳漢林，涂艷（2007）認為貿易轉移效應遠大于貿易創造效應，且差額在逐年增加，對中國而言凈貿易效應為負；陳雯（2009）和徐婧（2008）認為CAFTA對區域內貿易有正的效應，且對中國從東盟進口的作用較大。
使用引力模型估計是研究貿易協定效應的重要方法。早期的研究多使用橫截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板數據進行分析如：郎永峰，尹翔碩（2009），陳雯（2009），Marie，Eric（2011）。但現有文獻對CAFTA效應的研究大多忽略了由于遺漏變量導致的內生性問題，且在使用面板數據分析時忽略了數據的平穩性，可能會造成謬誤回歸。本文進行了面板單位根檢驗和協整檢驗，且使用個體固定效應模型估計，減輕由于遺漏變量產生的內生性問題。
二、數據和模型設定
本文使用的引力模型是對Ma'tya's，L.（1997）中引力模型樣板的一個改版。Ma'tya's，L.（1997）認為正確的計量經濟引力模型的樣板如下：
ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）
其中，EXPijt是i國與j國在t期的貿易量；Yit和Yjt分別是i國和j國在t期的實際GDP；ωij是指i國和j國的貿易組特征，如共同邊界、共同貨幣、距離和文化聯系等；CAFijt虛擬變量，當i國和j國在t期時是自由貿易區的成員時取1，否則取0；αi是進口國固定效應；γj是出口國固定效應；λt是時間固定效應；μijt是隨機誤差項。
由于本文是基于中國角度分析CAFTA的影響，因而采用“單國模式”進行研究。“單國模式”與“多國模式”的不同在于需要分別對進口和出口進行回歸。
本文使用的回歸方程如下：
ln（IMijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（2）
ln（EXijt）=α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（3）
方程（2）是進口的回歸方程，方程（3）是出口的回歸方程。其中，i國表示中國，j國表示其貿易伙伴；DGDPPCijt是j國與中國在t期的實際人均GDP差額，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分別表示中國和j國在t期的實際人均GDP，根據林達的偏好相似理論，實際人均收入的差距與貿易量應當是反向關系；DISTij表示j國與中國的距離，兩國距離遠近可以衡量貿易成本的大小，因而距離與貿易量是反向關系；CAFijt與LANij為虛擬變量，CAFijt中國與j國在t期都為中國-東盟自由貿易區成員時取1，否則取0；LANij中國與j國使用同一種語言取1，否則取0，使用同一種語言的兩國或地區其文化聯系較大，因而對貿易的效應是正的。
本文樣本是中國與東盟十國以及12個主要的貿易伙伴2000-2012年間的雙邊貿易流量數據。其中東盟十國是文萊、緬甸、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南；12個主要的貿易伙伴包括：香港、日本、巴西、英國、德國、法國、意大利、荷蘭、俄羅斯、加拿大、美國和澳大利亞。
數據來源：雙邊貿易流量數據來源于聯合國UNCTAD數據庫；以2005年為基期的實際人均GDP來源于ERS International Macroeconomic 數據庫；以2005年為基期的實際GDP來源于IMF數據庫；RTA數據來源于WTO數據庫；距離以及共同語言數據來源于CEPII數據庫。
三、實證結果
為避免數據序列因存在單位根過程而造成的謬誤回歸，本文進行面板單位根檢驗和面板協整檢驗，回歸結果見表1和表2。結果顯示：所有變量在1%顯著水平下都是一階單整的，且在1%顯著水平下拒絕沒有協整關系的零假設，即存在協整關系。表1IPS單位根檢驗結果變量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC變量水平截距項3.142.794.614.684.82截距項和趨勢項2.430.640.751.530.19一階差分截距項-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滯后長度根據BIC準則選擇；***表示1%水平下顯著。
表2面板協整檢驗結果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：協整檢驗包含截距項和趨勢項，滯后長度根據SIC標準選擇，最大為2；***表示在1%水平下顯著。
本文對方程（2）和（3）的回歸采用混合面板回歸的方法，回歸結果見表三。由于遺漏變量的存在可能導致解釋變量與隨機誤差項相關，進而導致實證結果存在內生性偏誤。本文通過固定個體效應控制樣本不可觀測的遺漏因素減輕內生性問題，即采用個體固定效應模型估計。
由表可以看出：
（1）實際GDP對貿易的效應是正的，且在混合面板回歸和個體固定效應回歸的結果都是在1%水平下顯著，表明貿易量與經濟規模正相關；實際人均收入差額對出口的影響在混合面板回歸和個體固定效應回歸中的結果符號不同且不顯著，而對進口的影響在混合面板回歸中是負的且顯著，但在個體固定效應回歸中符號改變且不顯著，此結果不支持林達的偏好相似理論；兩國的距離可以表示兩國間貿易的運輸成本，對進口和出口的回歸結果顯示距離的系數為負且顯著，與預期一致；共同語言代表兩國或地區間的文化聯系，其系數在進口和出口的回歸結果中都為正且顯著，表明貿易雙方間的文化聯系對貿易有正的影響，與預期相符。
（2）CAFTA虛擬變量的系數在對進口和出口的混合面板回歸中為負且不顯著，但在個體固定效應回歸中符號發生變化，其中對出口的回歸中系數為正且在5%水平下顯著，對進口的回歸中系數為負且在5%水平下顯著。這表明控制遺漏變量造成的內生性的重要作用，即在控制了由于遺漏變量產生的內生性后中CAFTA的簽訂對中國向東盟國家的出口由不顯著的負效應轉變為正效應；而對中國從東盟國家的進口的負效應有微弱增加。表3對出口和進口的回歸結果
出口方程進口方程解釋變量混合面板回歸固定效應回歸混合面板回歸固定效應回歸ln（Y1）1.70***（-15）1.39***（-8.6）1.52***（-11）1.63***（-7.9）ln（Y2）0.96***（-38）1.29***（-4）1.02***（-33）1.19***（-2.9）DGDPPC-0.02（-0.5）0.2（-1.6）-0.25***（-4.7） 0.12（-0.8）CAFTA-0.036（-0.70）0.067**（-2.02）-0.089（-1.93） -0.091**（-2.17）LAN0.70***（-14）1.08***（-18）ln（DIST）-0.89***（-11） -0.97***（-10） 注：括號里面為t值，***表示1%水平下顯著，**表示5%顯著水平下顯著。
四、結論
本文利用引力模型的拓展版本對CAFTA的貿易效應進行實證分析，結果顯示：貿易雙方的經濟規模、文化聯系對貿易有正的影響，而距離對貿易的影響是負的，這與經典的引力模型分析結果是一致的。
CAFTA對中國與東盟國家之間貿易的影響在沒有控制遺漏變量產生的內生性時為負且不顯著，這與現有文獻（陳雯 2009，徐婧 2008）的結論不一致。在控制內生性的個體固定效應回歸中CAFTA對中國向東盟的出口具有促進作用，而對中國從東盟的進口是負效應，對中國而言凈的貿易效應是正的，這與大部分現有文獻的結論一致，說明建立中國-東盟自由貿易區能夠促進我國對東盟的出口。
參考文獻：
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關鍵詞：河北省；區域經濟增長；對外貿易
1 區域經濟增長與對外貿易的相關理論
區域經濟，指在生產要素、商品勞務不能完全流動，經濟活動不完全可分，創新能力具有部分排他性和競爭性的前提下，特定區域的經濟活動和經濟關系的總和。區域經濟發展就是經濟進步，區域經濟增長是區域經濟發展的一個方面。
對外貿易是指某個國家或地區與其他國家或地區之間所進行的商品或服務的交換活動，其本質是商品和服務在世界范圍的跨境轉移和重新配置。
對外貿易與區域經濟增長的關系一直是理論界爭論的焦點之一。按照的觀點，對外貿易與區域經濟增長的關系，歸根到底是交換與生產的關系。較系統地論述貿易發展利益的古典經濟學家，是英國的約翰?穆勒，他第一次明確區分了貿易利益和發展利益。之后的亞當?斯密、李嘉圖、俄林等也對這一觀點進行了發展。其中較為著名的是d?h?羅伯特遜在20世紀30年代首次提出來的對外貿易是“區域經濟增長的發動機”命題。而到了70年代，克拉維斯提出了對外貿易不是增長的“發動機”，而只是增長的“侍女”（handmaiden）的見解。國內學者對此問題的研究較晚， 大多集中在對我國區域經濟增長與貿易的時間序列數據的檢驗上。
我國各省市之間的經濟發展水平差異很大，對外貿易對一個地區有推動作用不代表對所有地區都有推動作用。因此， 本文采集了相關的統計數據， 對河北省對外貿易與區域經濟增長的相關性進行了分析，力求突破以往研究的局限性。
2 對外貿易與區域經濟增長的相關分析
2.1 衡量指標及數據的選取
對外貿易量指標為進出口總額、出口總額、進口總額；衡量區域經濟增長的指標有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文選用GDP來衡量，這也是我國常采用的一種衡量指標。本文選取1989～2008年進出口總額、出口總額、進口總額與GDP，數據來源于2009年經濟年鑒，其中的進出口額是采用2008年底人民幣對美元匯率（6.8252）進行處理后得到的，金額單位為億元（人民幣），其具體數值見表1。
2.2 數據的處理過程
本文利用一元線性回歸分析進行數據處理，所謂回歸分析法，是在掌握大量觀察數據的基礎上，利用數理統計方法建立因變量與自變量之間的回歸關系函數表達式（稱回歸方程式）。如果在回歸分析中，只包括一個自變量和一個因變量，且二者的關系可用一條直線近似表示，這種回歸分析稱為一元線性回歸分析，其數學公式為yi=a+bxi+εi。本文是利用excel進行的數據處理，其基本步驟為：
1）利用數據建立散點圖，選中數據，再依次選擇“插入”-“圖表”，選擇X，Y散列點圖。
2）添加趨勢線，單擊新生成的X，Y散列點圖，在依次選擇工具欄按鈕“添加趨勢線”-“類型”中選“線性”，“選項”選擇“顯示公式”和“顯示R平方值”。
3）檢驗，給定顯著性水平為0.001，按n-2查相關系數臨界值表，查出相應的臨界值 ，將相關系數R2與其進行比較，當R2>= 時，其相關性水平顯著，說明該模型通過檢驗。
2.2.1 進口總額與GDP 的回歸分析
設進口總額為自變量，GDP為因變量，分析結果見下圖：
其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相關性水平顯著，即進出口總額對GDP的影響是顯著的。
以上模型從經濟意義上解釋，當進出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來6.5465個單位的增加量。因此，今后應重視發展對外貿易充分發揮對外貿易對區域經濟增長的作用，增強國民區域經濟增長能力。
2.2.2 出口總額與GDP 的回歸分析
設出口總額為自變量，GDP為因變量，分析結果如下
其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相關性水平顯著，即出口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經濟意義上解釋，當出口額每增加1個單位會給GDP總量帶來10.405個單位的增加量。
2.2.3 進口總額與GDP 的回歸分析
設進口總額為因變量，GDP為自變量，分析結果如下。
其中，n=20，查出相應的臨界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相關性水平顯著，即進口總額對GDP的影響是顯著的。該模型從經濟意義上解釋，當出口額每增加1個單位會給GDP 總量帶來17.454個單位的增加量。
3 結論與思考
3.1 結論
本文對對外貿易整體與區域經濟增長的關系、區域經濟增長與進、出口之間的相關性進行了回歸分析，得出進出口總額、出口總額、進口總額對區域經濟增長有較大的影響，出口和進口共同對區域經濟增長起促進作用。在早期經濟發展水平較低時，出口對區域經濟增長有較大的促進作用，但到了經濟發展水平較高時，我們更應該注重進口貿易對區域經濟增長的影響。
一國的區域經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和出口需求三駕馬車， 在其他條件不變時， 出口的擴大意味著有效需求的擴大， 從而促進了區域經濟增長。但我們同樣不可忽視進口的作用， 河北的進口品中有大量的省內急需的關鍵生產設備、高新技術和重要原材料， 這些進口品有利于促進科技進步和生產率的提高， 在生產中發揮了重要作用， 有些進口品是直接為出口服務的，而且我們可以看出就現階段而言，進口而對區域經濟增長的影響是最大的。
應制定進口戰略，把進口與產業結構調整、技術改造緊密結合起來，有秩序地促進那些經濟建設急需的資源、原材料及先進的設備和適用技術進口，加快進口向現實生產力的轉化。總之，在知識經濟時代，面對對外貿易的新趨勢，對外貿易要求的發展應實現從對外貿易觀念的創新到對外貿易戰略政策、體制的創新，直到對外貿易法制制度、貿易構成和貿易工具的全面創新。
3.2 思考
雖然我們可以得出，進口對河北省的區域經濟增長有較大的影響，但是當增加1個單位的進口量和增加1個單位的出口量時，那么對外貿易總額就增加了2個單位，可是區域經濟增長量此時卻存在矛盾，這是我們需要思考的問題。
雖然不能解釋上述原因，但我們至少可以明白：（1）這不是一個簡單的加量運算；（2）在影響河北省區域經濟增長的三個量中，影響最大的是進口；（3）雖然進口對河北省的區域經濟增長影響最大，但我們不能盲目的去提高進口水平，而需要綜合考慮各種因素，制定出一個合理的增加進口的方法策略。
參考文獻：
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首先從理論上分析當前適當增加進口的必要性與可能性，在此基礎上利用eview5進行協整分析來檢驗進口對gdp增長的作用。我國長期以來一直實行出口導向性的戰略政策，不遺余力的推行以出口創匯為主要目標的對外貿易政策，這在很多程度上促進了經濟的發展。然而，隨著科技的發展和全球化程度的不斷加強，我國的對外貿易發展進入了一個新時期，國際貿易環境發生了很大的變化，對中國現行的對外貿易政策提出嚴峻的挑戰。隨著世界經濟發展緩慢，許多國家尤其是美國與中國的貿易摩擦不斷增加，我國已成為世界上反傾銷和貿易保護措施的最大受害者，出口貿易環境嚴重惡化。據統計，2003年中國對外貿易依存度高達60%，在如此高的貿易依存度下，增強產品在國際上的競爭力是經濟發展的必要手段，而一味追求產品出口創匯則對我國經濟發展構成威脅。過去，我國外貿政策主要放在規模與速度的增長上，追求貿易順差與外匯儲備，使企業片面強調多出口，多創匯，少進口，節約使用外匯，從而導致出口商品供給的急劇增加，價格迅速下降，貿易條件惡化，出現“貧困化”增加。在這種情況下，仍然保持以往的出口策略將會阻礙我國對外貿易的發展，影響我國的國際形象，破壞良好的國際環境，從而影響我國經濟發展。要解決中國當前面臨的這些問題，就要轉變對出口的態度，適當的增加進口。依據很多國家發展經驗，出口在很大程度上可以促進國民經濟的發展。但各國宏觀政策的實施依據國情進行，因此我們應立足國情來正確看待進出口對我國經濟增長的作用。
1 進口貿易與經濟增長關系的理論研究
進口與經濟增長關系的研究最早可以追溯到古典經濟學時代。亞當•斯密認為，出口帶來的收益及換回本國需求的產品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經濟增長(交易生利)。大衛•李嘉圖指出,通過對外貿易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩定物價,阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經濟增長。約翰•穆勒認為,通過貿易可以得到本國不能生產的原材料和機器設備等經濟持續發展所必須的物質材料，同時推動國內生產過程的創新和改良，提高勞動生產率；通過產品進口造成新的需求，刺激和引導新產業的成長。
受古典經濟學家上述觀點和理論的啟發，后來的經濟學家進一步探討了進口貿易對經濟的帶動問題。d•h•羅伯特遜和r•納克斯認為資本品的進口使該國取得國際分工的利益，大大節約了生產要素的投入量,它是經濟增長的主要因素；馬克斯•科登提出的貿易對經濟增長率影響效應理論，認為如果大量進口投資品，會使國內投資品相對價格較低，投資成本下降,而投資率的提高無疑會帶來經濟增長率的上升。
20世紀80年代初,新貿易理論開始將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步，認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素，同時將經濟增長引入這一分析框架,把技術作為內生變量，研究技術變動、進口貿易、經濟增長三者之間的互動關系。他們認為，技術通過中間產品的投入產生擴散。如果一國的r&d活動產生新的中間產品與現有的中間產品不同，或比現有的中間產品更好當這些中間產品出口時，進口國的生產力就會通過其貿易伙伴的研發效應和技術擴散得到提高。
2 數據、模型與實證分析
分析所使用的樣本選取1985~2006年的有關數據，數據來源于2007的《中國統計年鑒》。根據研究問題的需要，按進口（m）、國內生產總值（gdp）等指標，作為樣本進行分析。
由于大多數時間序列數據都是非平穩的，不滿足傳統的多元回歸或其他方法對數據平穩的要求。在這種情況下，即便變量之間沒有關系，也會由于非平穩的序列帶有趨勢而顯現一定的關系，這也是所謂的“偽回歸”的問題。針對這一問題，采用協整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定，即先假定變量存在因果關系，然后進行驗證；而協整分析則是事后假定，即先判斷單整階數，只有變量間單整階數相同，或不同階數的變量經過組合后，理論上可能存在長期的均衡關系，才可以假定方程式。筆者根據研究問題的需要，選取我國1985~2006年的數據作為樣本進行計量分析，在進行數據分析時，gdp按當年匯率折算成美元。為了更容易得到平穩序列，分別對各個變量取自然對數，這可消除各個變量之間的異方差性，使趨勢線性化，不改變變量之間的協整關系。為考察進口貿易對經濟增長的關系，本文采用gdp、m的自然對數形式，分別記為lngdp、lnm。由于adf=-1.739381，大于1%臨界值，所以lngdp是非平穩的，adf=1.737057同樣大于1%臨界值，所以lnm也是非平穩的。進一步檢驗變量一階差分序列以確定變量的單整階數，在一階差分中lngdp、lnm的adf值均小于5%臨界值，因此它們的一階差分是平穩的，即lngdp、lnm為一階單整變量，可以進行協整關系檢驗。d-w值在2附近，表明時間序列是非自相關的。
2.4 協整分析
前面的單位根檢驗表明，我國gdp和進口貿易總額數據都是一階單整的，他們之間應該存在一個平穩的線性組合，即lngdp、lnm之間有長期穩定關系。根據最小二乘法，可以定量確定lngdp、lnm兩者之間的方程。
lngdp、lnm之間協整回歸方程：
其中括號內給出的數字是t值。根據t值、r2值，可知回歸方程解釋能力較好，殘差項有較強的一階自相關性，進口每增長1%，gdp就隨之增長1.123%。
進行協整檢驗，就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩性，若殘差序列是平穩的，則變量之間的關系是協整的；反之，則不是協整的。其檢驗方法就是采取單位根（adf）檢驗。假定方程的殘差表示為e。
在做單位根檢驗時，一般在5%拒絕零假設，即序列平穩。從殘差序列的單位根檢驗結果看，e在5%、10%的置信范圍，其adf值均小于置信值，接受零假設，說明e通過了單位根檢驗，表明e時間序列平穩。進而說明lngdp與lnm之間存在協整關系，即國內生產總值與進口之間存在穩定的均衡關系。
3 結論
通過對我國進口貿易與經濟增長之間的實證分析，以及根據gdp、m因果關系分析，并在此基礎上建立協整分析，可以看出進口與國內生產總值之間存在較強的相關關系，盡管各自的增長是非平穩的，但lngdp與lnm之間存在長期穩定均衡關系，進口在很大程度上可以促進國民經濟的增長。通過實證分析得出，進口與gdp之間存在協整關系，從長期來看，進口增加1%，會引起經濟增長1.123%。當前出口導向的政策不僅為我國對外貿易帶來的很多問題，而且大量的出口初級產品導致我國資源外流，降低了社會福利和人民生活水平。而適當增加原材料、設備、尤其是高科技產品的進口，這不僅有利于解決當前我國對外貿易存在的問題，而且有助于提高我國技術水平及資源使用率，實現產業結構升級，改變經濟增長方式，還可以緩和我國收入分配惡化的趨勢，從而提高社會福利和人民生活水平。另外，當前的外匯儲備為我國增加進口提供了充足的資金。因此，要對我國的進出口有一個重新的認識，不能一味的強調出口、強調順差、“重出口輕進口”，要認識到進口對gdp的拉動作用，保持進口與出口的均衡發展，從而促進我國經濟持續健康增長。
參考文獻
內容摘要:基于擴展的引力模型,本文就解釋中美貿易不平衡的主要觀點:貿易政策論、美國在華直接投資論、產業轉移論和人民幣匯率論的解釋能力做了定量分析。結論表明:美國在華FDI并不是導致中美貿易不平衡的因素,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿易順差,這與美國經濟分析局的統計數據相吻合;此外,貿易政策論、產業轉移論和人民幣匯率論分別在一定程度上解釋了中美貿易的不平衡。
關鍵詞:中美貿易 貿易逆差 引力模型
近年來,中美貿易格局基本以我國對美國的貿易順差逐年上升為顯著特征。這一貿易格局引起了人們的極大關注,并引發了許多解釋性的觀點。對中美貿易不平衡原因的解釋主要包括美國對華出口的限制性貿易政策、美國在華直接投資、產業轉移以及匯率因素等。本文以引力模型為基礎,以上述主要觀點為參本,以期對每種觀點的解釋能力做一個客觀的評價。
本文與類似文獻的不同之處在于以下幾個方面:首先,本文綜合考慮了影響中美貿易差額的主要因素,并把它們引入到擴展的引力模型中,避免了前人研究中由于缺失重要解釋變量而產生的自相關問題;其次,本文分別以中國對美國的出口和從美國的進口作為被解釋變量建立引力模型,從而從出口和進口兩個方面考察貿易差額產生的原因,這與前人單純以中美貿易差額作為被解釋變量建立模型相比,能夠帶來更豐富的結論;第三,本文對各種觀點的解釋能力做了定量分析。本文最主要的發現是美國在華直接投資并不是導致中美貿易差額的因素,相反,美國在華直接投資傾向于減少中美貿易差額,這與前人的研究結論是不一致的,美國經濟分析局(BEA)的統計數據支持本文的觀點。此外,貿易政策論、產業轉移論和人民幣匯率論分別在一定程度上解釋了中美貿易不平衡的原因。
中美貿易不平衡原因的主要觀點
目前關于中美貿易不平衡的原因分析主要有以下幾類主要觀點:
(一)貿易政策論
中美兩國在國際分工中資源稟賦不同,雙方經濟存在明顯的互補性。一方面,中國在勞動密集型產品生產上具有比較優勢,加之中國長期采取出口導向型的政策,對出口有大量的政策鼓勵和制度激勵,導致大量中國產品進入美國市場;美國雖然在高科技產品生產上具有比較優勢,但由于對華實行嚴格的出口管制,因此,美國貨物貿易的對華出口始終小于從華進口,這是構成是美中貿易逆差的一個原因。Zhang(2000)認為美國的出口管制政策是自相矛盾的,一方面強調美國對華貿易逆差,另一方面卻又不想取消對華出口管制,這就成為發展與擴大中美貿易和經濟關系的主要障礙。林玨(2008)通過貿易競爭力指數和顯示性比較優勢指數分析中美雙邊貿易產品的競爭力狀況,認為中國的比較優勢已經釋放,而美國始終沒有對華開放高科技產品出口,只要美國放松對華出口管制,是完全能夠實現對華貿易平衡的。
(二)美國在華投資論
美國在華直接投資主要通過三種途徑對中美貿易差額產生影響:一是在華直接投資的貿易替代效應減少了美國對中國最終產品的出口;二是在華直接投資的貿易創造效應增加了美國對中國中間產品或相關產品的出口;三是在華跨國公司向美國的產品返銷擴大了中國對美國的出口。綜合以上三種途徑,美國在華直接投資擴大了中國向美國的出口,而對中國從美國進口的影響是不確定的。因此,美國在華直接投資對中美貿易差額的影響依賴于這三種途徑的力量比較。許多學者在這方面做了實證研究,幾乎所有研究表明美國在華直接投資是中美貿易差額的一個重要影響因素。楊來科和廖春(2006)發現美國在華直接投資增長較快的行業,美國企業在華的銷售額也增長較快,同時美國對華出口下降的速度也比較快,因此,他們發現美國對華投資企業的貿易替代效應占主導地位。付強和朱竹穎(2008)通過協整檢驗并構建誤差修正模型,說明中美貿易不平衡問題在很大程度上是由美國在華直接投資所引致,這種引致過程主要通過美在華投資企業加工貿易返銷造成。
(三)產業轉移論
該觀點認為東亞地區的產業轉移,使中國承接了東亞地區對美國的貿易順差。東亞主要經濟體通過將部分產業向中國轉移再由中國向美國出口,把中國作為外貿出口的生產平臺。這種產業轉移造成的貿易順差轉移加劇了中美貿易失衡。大多數實證研究證實了產業轉移論對中美貿易順差的影響。Yang等(2004)指出,中國大陸的外貿伙伴中國香港、中國臺灣和韓國將勞動密集型生產設備轉移到中國大陸,通過在中國大陸進行外向加工,然后對美出口。這些產品占了美國從華進口的很大份額,因而美中貿易逆差的增加部分是美國對中國香港、中國臺灣和韓國貿易逆差轉移的結果。
(四)人民幣匯率論
該觀點認為中國對美國不斷上升的貿易順差是由于人民幣匯率人為地維持在低水平上所引起的。人民幣匯率的壓低導致中國商品在美國市場上形成了非自然的競爭優勢,因此導致了中國對美國存在大量的貿易順差。關于匯率因素對中美貿易差額的影響,學者們并未達成一致意見。沈國兵(2004)利用協整檢驗的方法對美中貿易逆差與人民幣匯率之間的關系進行了研究,認為前者并非由后者引起。與他們的研究結論相反,在最近的一項研究中,余淼杰(2009)采用引力模型,使用2002-2007年間的行業面板數據考察人民幣匯率對于中美雙邊貿易的影響,發現人民幣貶值能夠顯著地增加中美貿易順差。
擴展的引力模型、變量和數據
Anderson和van Wincoop(2003)指出,引力理論也許是當今唯一能成功地解釋雙邊貿易額的模型。20世紀七八十年代以后,應用引力模型的實證研究得到了發展。基本引力模型通過被加入一些新的變量而有了擴展性的應用。
引力模型的基本形式是:
(1)
其中,Xij是國家i和國家j之間的貿易流量;Yi和Yj分別為國家i和國家j的GDP;Ni和Nj分別為兩國的人口數量;Dij是兩國經濟中心之間的空間距離;Pij是影響雙邊貿易的其他因素,例如兩國是否結成優惠貿易安排、兩國是否邊界相鄰,是否使用共同語言、進出口相似性指數等變量;Uij是隨機誤差項。在應用中,人們會對引力模型進行擴展和變形。
上文總結的不同解釋性觀點揭示了不同的因素對中美貿易不平衡的影響,本章以引力模型為基礎,把上述因素考慮進去,對各因素對中美貿易不平衡的影響作定量分析。借鑒貿易引力模型的形式,本文引入進出口相似性指數、美國在華FDI,東亞國家在華FDI、人民幣實際匯率等解釋變量,建立對貿易流量分析的模型。本文設定計量模型如下:
(2)
(3)
(2) 式和(3)式分別是中國對美國出口和從美國進口的引力模型。其中,EX和IM分別表示中國對美國出口額和從美國進口額,單位為萬美元。數據來源于聯合國Comtrade數據庫中進口國的報告數據,即中國對美國出口額采用美國報告的進口數據,中國從美國進口額采用中國報告的進口數據。一般認為,由于對進口產品征收關稅等原因,進口國在貿易統計上較為嚴謹。同時,采用美國報告的進口數據能夠避免因忽略中國內地從香港轉口造成的數據不準確問題。
GDPUS是美國的GDP,GDPC是中國的GDP(按1990年不變價格計算),數據來源于IMF2008年世界經濟展望,單位為萬美元。出口國的GDP越大意味著出口供給能力越強,進口國GDP越大意味著進口吸收能力越強,因此它們的系數都期望為正值。
COSCUS和COSUSC表示中國和美國的進出口相似性指數。前者是以中國作為出口國、美國作為進口國計算的,后者是以美國作為出口國、中國作為進口國計算的。本文采用Cees和Hans(1991)提出的計算兩國進出口相似性指數的方法:
其中,i、j、k分別表示出口國、進口國及商品類別 ;Eik為出口國i向世界其他各國出口k類商品的總量;Eik為進口國j從世界其他各國進口k類商品的總量。COS的值位于0至1之間,取值越大,意味著兩國進出口相似性越大,雙方存在的貿易潛力也就越大。有些現實原因可能會使這種貿易可能性受到影響,例如各種貿易政策和貿易壁壘。本文在(2)式和(3)式中分別加入了COSCUS和COSUSC,二者的計算基于SITC兩位數的分類,數據來源于聯合國Comtrade數據庫,二者的系數β3和α3都期望為正值。
FDIUS是美國在華FDI存量,由各年度FDI流量加總得到,考慮到1986年之前美國在華FDI存量較小,所以起始年度為1986年。數據來自于中經網《中國經濟統計數據庫》,FDIUS的單位為萬美元。根據前文的分析,美國在華FDI會促進中國對美國的出口,因此,β4的符號期望為正值。而美國在華FDI對中國從美國進口的影響是不確定的,所以α4的符號是不確定的。
FDIEA是東亞國家在華FDI存量,由日本、韓國、中國香港、中國臺灣和新加坡五個國家或地區各年度FDI流量加總得到,同樣,考慮到1986年之前各國在華FDI存量較小,所以起始年度為1986年。數據來自于中經網《中國經濟統計數據庫》,FDIEA的單位為萬美元。東亞國家在華FDI會促進中國對美國的出口,因此,β5的符號期望為正值。而東亞國家在華FDI對中國從美國進口也會起促進作用,所以α5的符號也期望為正值。
匯率水平Exchange為人民幣實際有效匯率,數據來源于國際清算銀行網站,系數β6期望為正值,α6期望為負值,這是因為人民幣貶值有利于中國對美國出口,而不利于中國從美國進口。Ut和εt分別為方程(2)和(3)的隨機誤差項。方程(2)和(3)使用1986年至2007年的時間序列數據。對于FDIUS、FDIEA、EX和IM,為了消除物價變動的影響,用國際貨幣基金組織的中國GDP縮減指數進行了處理(1990年為100),然后取對數。對GDPUS和GDPC(已是按不變價格計算的)、Exchange、COSCUS和COSUSC也取對數。
計量模型的檢驗、結果與分析
(一)計量模型的檢驗與結果
如果直接將非平穩時間序列進行回歸分析,可能會造成偽回歸。但如果多個非平穩變量具有協整性,則這些變量可以合成一個平穩的時間序列。這個平穩的時間序列可用來描述原變量間的均衡關系。因此,在進行協整分析前,首先檢驗序列的平穩性。檢驗結果表明,各變量在差分前是不平穩序列,經過一階差分后是平穩序列。在變量時間序列都為一階單整的基礎上,檢驗它們之間是否存在協整關系。考慮到變量的內生性問題,例如,匯率并不是外生給定的,而是受到雙邊貿易額的影響,均使用解釋變量的滯后一期值作為它們的工具變量。首先用(2)式做如下協整回歸并檢驗各變量是否存在協整關系。
(4)
“***”、“**”和“*”分別表示通過了1%、5%和10%水平的t檢驗。各變量的符號與我們期望的一致。美國在華FDI的符號雖然為正值,但僅通過10%水平的t檢驗。其他變量都通過了1%或5%水平的t檢驗。若上述變量存在協整關系,則(4)式中殘差序列ut應具有平穩性。通過進行AEG檢驗,結果表明(4)式中各變量存在協整關系。
同樣,用(3)式做如下協整回歸并檢驗各變量是否存在協整關系。
(5)
人民幣匯率符號與期望不一致,這可能是由于加工貿易進口對匯率變動不敏感所致。美國在華FDI的符號為正,這說明美國在華FDI的貿易創造效應要大于貿易替代效應。其他變量的符號與預期一致,并通過了1%或5%水平的t檢驗。若上述變量存在協整關系,則(5)式中殘差序列εt應具有平穩性。AEG檢驗表明(5)式中各變量也存在協整關系。
(二)穩定性檢驗
為了確認回歸結果的可信性,本文進一步進行了穩健性分析。首先,考慮到1994年人民幣匯率并軌,匯率發生了結構性變化,本文使用1994年至2007年的數據重新對方程(4)和方程(5)進行了回歸,結果發現除了回歸系數略有變化外,各變量仍然保持了原有的符號,并且除了美國在華FDI未通過10%水平的t檢驗外,其它各變量均通過1%或5%水平的t檢驗。
另外,考慮到大多數引力模型也把人均GDP變量作為解釋變量,本文把中國和美國的人均GDP變量分別用PGDPUS和PGDPC表示(數據來源于IMF2008年世界經濟展望,按1990年不變價格計算,單位為萬美元),并引入到方程(4)和方程(5)中重新進行了回歸檢驗,結果發現原有變量的系數仍然保持了穩定性,不過中國和美國的人均GDP變量回歸系數均為負數,這結果與余淼杰(2009)的發現非常相似。余淼杰(2009)對此的解釋是人均GDP變量不是外生的,而是受該國制度所影響的。由于人均GDP變量不具有統計顯著性,所以我們不必在意這個結果。
(三)對計量模型結果的分析
本文以方程(4)式和(5)式為依據,對計量模型的結果進行分析:
從兩國的GDP看,由(4)式和(5)式可知,美國GDP每增加1%,中國對美國的出口增加0.69%,而中國從美國的進口增加0.67%;中國GDP每增加1%,中國對美國的出口增加1.70%,而中國從美國的進口增加1.47%。因此,美國和中國GDP的增加都有利于擴大中國對美國的貿易順差。GDP的增加意味著出口供給能力和進口需求能力的提高,與美國相比,中國在一個較低發展水平上的GDP的增加帶來出口供給能力和進口需求能力更快的提高。
從進出口相似性指數看,(4)式和(5)式表明進出口相似性指數每增加1%,中國對美國出口增加2.21%,而中國從美國進口增加2.06%。由此可見,隨著中美貿易互補程度的提高,中國對美國出口的增加速度要超過中國從美國進口的增加速度。原因是多方面的,主要是貿易政策方面的,比如美國對華高科技產品的出口限制以及中國擁有比美國更為嚴格的進口限制措施等。
從美國在華FDI看,(4)式表明美國在華FDI每增加1%,中國對美國出口僅增加0.34%;(5)式表明美國在華FDI每增加1%,中國從美國進口增加0.62%。因此,美國在華FDI的增加傾向于減少中美貿易差額。根據美國經濟分析局(BEA)的統計數據,美國在華投資企業的銷售額中,分別都有超過40%的比例在中國銷售或出口到第三國,而只有10%左右返銷到美國。因此,美國對華投資大多數屬于水平型投資和出口平臺投資,這種以占領中國市場和他國市場為主要目的的投資,雖然促進了美國對中國的中間產品出口,但沒有使中國對美出口顯著地增加。因此,與傳統觀點相反,美國在華FDI并不是引起中美貿易差額的重要因素,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿易差額。
從東亞國家在華FDI看,(4)式和(5)式表明東亞國家在華FDI每增加1%,中國對美國出口增加0.43%,而中國從美國進口增加0.24%。因此,東亞國家在華FDI傾向于擴大中美貿易差額。東亞國家在華FDI中相當一部分屬于出口平臺型直接投資,這些企業除了從本國進口部分中間產品外,從美國也進口部分中間產品,最終產品的一部分出口到美國。從總體效應看,東亞國家在華直接投資造成的貿易逆差轉移加劇了中美貿易失衡。
從人民幣實際匯率看,人民幣實際匯率每貶值1%,中國對美國出口增加2.11%,而中國從美國進口增加0.9%。人民幣實際貶值提高了中國產品的競爭力,有利于擴大中國對美國的出口。由于中國對外貿易總額中加工貿易占的比重很大,加工貿易出口產品競爭力的提高帶來加工貿易進口的增加,所以即使人民幣實際貶值1%,中國從美國的進口依然增加0.9%。總體來看,人民幣實際匯率維持在一個比較低的水平是中美貿易不平衡的一個重要原因。
結論
本文通過應用擴展的引力模型考察了解釋中美貿易不平衡的幾種觀點的解釋能力,得到以下結論:
本文最主要的發現是美國在華直接投資并不是導致中美貿易差額的重要因素。由于美國在華直接投資企業的產品大多數在中國當地市場或第三國市場銷售,返銷到美國的產品數量很少,同時,美國在華直接投資帶動了美國對中國的中間產品出口,所以美國在華直接投資并不是解釋中美貿易差額的重要變量,相反,美國在華FDI傾向于減少中美貿易差額。
貿易政策論、產業轉移論和人民幣匯率論從不同角度解釋了中美貿易不平衡的原因。隨著中美兩國貿易互補程度的提高,中國對美國的出口與從美國的進口并沒有同等程度地提高,中美兩國的貿易政策,例如,美國對華高科技產品出口的限制政策,是造成這種差異的重要原因。東亞國家在華直接投資帶來的貿易逆差轉移也加劇了中美之間貿易的失衡。人民幣實際貶值對中國對美國出口和從美國進口產生了不平衡的影響,人民幣實際貶值擴大了中美貿易的不平衡。
此外,隨著中美兩國GDP的增長,與美國相比,中國出口供給能力和進口需求能力提高得更快;隨著中國GDP的增長,與進口需求能力相比,中國出口供給能力提高更快。中國經濟的快速增長帶來的出口供給能力和進口需求能力的變化也是導致中美貿易不平衡的一個重要原因。
參考文獻:
1.沈國兵.貿易統計差異與中美貿易平衡問題.經濟研究,2006(5)
2.楊來科,廖春.美國對華直接投資的貿易效應研究.財貿經濟,2006(12)
3.余淼杰.人民幣升值有利于降低中美貿易順差嗎―基于引力模型的理論與實證研究.北京大學中國經濟研究中心討論稿系列No.C2009002,2009
4.付強,朱竹穎.美在華直接投資對中美貿易不平衡的影響.國際貿易問題,2008(7)
概述
RECAP棉按照國際棉花貿易慣例是允許進行交易的。因為棉花是自然生長的農產品，棉纖維的品質受各種因素影響（品種、栽培、天氣、收摘、加工等）品質必然參差不齊，美國棉花倉庫在優先對一致質量等級的棉花組批的同時，也就是我們平時所說的描述棉花（如SM 1-1/8 3.5-4.9 28GPT）和綠卡棉（如21-2-36），有時為了方便和減少調配的勞務成本，會形成一些批次的棉花在指標等級以及長度等方面有跨越上下等級的差別，也有時倉儲企業或貿易企業大批量棉花組批成交后尚余留下來的“倉囤統花”，數量一般不大。上述情況為了更客觀透明地讓客戶了解所購美棉的質量全貌，美國棉農合作社或棉商會預先將這些棉花以整數集裝箱倍數為單位的棉包形成批次，將農業部已檢驗的HVI數據做電腦統計，標明各種等級顏色的包數，不同長度、馬克隆值、強度的包數，從而形成組批的RECAP綠卡棉花。但從口岸報檢資料提供的HVI報告和現場檢驗發現：到貨的RECAP棉花批次，色澤特征（GRADE）：21，22，23，…，51，52，53；雜質（LF）：2，3，…，8；長度（LENGTH）：34，…，38；馬克隆值（MIC）：2.5～2.6，2.7～2.9，3.0～3.2，…，3.5～4.9，5.0～5.2，5.3～6.0；斷裂強度（GPT）：25.5，26.4，27，…，30.5，and above；包與包間品質離散系數偏大，且所有RECAP棉提供的是一份平均數據報告。由于RECAP棉概念在市場上出現時間不長，提供的數據又是平均數據；加之報盤價格比較低，有一定的市場誘惑力，迎合一些貿易、生產企業采取40%關稅配額通關和尋找價格較低的行為，但隱藏著一定的風險和缺乏相關的法律法規支撐。
分析評估
1.進口貿易企業及紡織企業：企業采購RECAP棉，貨物到達目的地或工廠后，一般貿易人員即使檢驗檢測人員一是對RECAP棉表述不明白，如何掌握不清楚，抽樣無依據，更談不上驗收；二是面對這樣的棉花，紡織企業在工藝按批配棉上遇到新的挑戰，一時難以適用；三是與企業提升產品質量，做好做強自我品牌和高端產品，以質取勝、以質占領國際國內紡織市場極不適應。
2.檢驗檢疫部門：針對目前企業簽訂采購的RECAP棉，依據國檢局現行進出口棉花檢驗檢疫操作規程，檢驗檢疫部門不具備對到貨的RECAP棉進行包包檢驗檢測的能力。現行進出口棉花檢驗檢疫操作規程對到貨棉花規定扦樣數按整批數量的10%扦取，針對RECAP棉現場無法保證抽樣均等有代表性，況且進口包裝（進口包裝規定國家尚未制定）在運輸過程中常見標牌掉落或不清楚，如采用分等分級分項目進行逐包扦樣，耗費大量的人力物力，用HVI檢測鑒定工作量之大、現實操作之難可想而知。
3.質量對外索賠：RECAP棉包含各項檢測指標，國檢局無法依據合同檢驗檢測，檢驗證書也就無法提供。即使依據供應商提供的HVI數據（有時還不能提供每包的詳細數據）進行檢測，如何逐包對比？目前中紡條款或中棉協條款也無相關規定，最終導致檢驗檢疫部門對外檢驗證書無力、索賠無果，質量糾紛難以處理。進口貿易企業或紡織企業只能經濟損失自負，真是啞巴吃黃連有苦說不出。
4.質量風險與誠信評估：隨著國際國內棉花市場的波動性和存在一定的價差，加之棉花金融屬性的體現以及我國進口棉花配額管理規定，今后用RECAP棉貿易方式進口棉花的數量會不斷增加，一旦RECAP棉無標準、無規范，勢必帶來一系列的相關管理和技術層面的問題，如不能盡快解決好這一棉業新課題，將會被不良棉商乘機而為，也會給目前較為健康的棉花市場帶來隱患，必將給我國紡織行業帶來不可估量的影響，從而大大削弱我國紡織服裝行業在國際市場上的質量核心競爭力，不利于我國紡織服裝行業的健康發展。
建議
政策決斷是艱難而復雜的過程，新興事物不斷出現，我們必須徹底更新觀念，消除過去形成的心理定式和慣性思維，轉換到多維和深遠的角度看待RECAP棉花貿易方式的出現。
1.國家管理層面必須加強制約和規定。按照我國現行棉花標準的相關規定，像RECAP棉在國內市場上是不允許銷售的，更是無法進入期貨交割和電子撮合的。我國目前存在棉花庫存壓力巨大，棉花產能過剩的危機，今年國家又不收儲，棉農將面臨賣棉難的困境，如果還要大量進口棉花，無疑會使矛盾更加激化。采取歐盟、美國、日本等國家和地區針對我國實施的貿易壁壘的措施，能否從國內國際棉花市場考慮，貼近棉花企業和紡織企業需求，預防RECAP棉對國內棉花市場沖擊，針對性地在今后棉花貿易活動中，嚴格限制RECAP棉花進口量。
2.遵循棉花貿易規則，主動作為注重引導。從規范進口棉花秩序和加強進口棉商信用等級評估，遵循WTO國民待遇原則，考慮在允許RECAP棉貿易方式存在的前提下，一是鼓勵進口貿易企業對到貨后的RECAP棉的按照外商提供的HVI原始數據進行分類堆放、按品質指標重新組批后銷售市場；二是指導紡織企業適度適量選擇質量數據相對集中（質量指標的離散系數要小）的RECAP棉，適紡一些市場要求不高的產品。
3.加強對RECAP棉知識的宣傳與普及。隨著信息時代的不斷深入和加快，棉花供應鏈新的貿易方式和手段的不斷引進與增多，新的貿易企業不斷加入棉花行業以及大量的信息數據涌現，相關培訓顯得尤為必要與迫切。相關管理部門要通過各種方式和渠道來介紹RECAP棉所包含的含義、技術指標、質量數據以及對應的適紡范圍，并在貿易合同中規定相關的理賠方案，維護企業經濟利益不受損失。
4.加強進口RECAP棉的審核工作。從進口源頭把好RECAP棉的到貨質量，每批到貨的RECAP棉在通關申報放行時，必須提供由美國農業部出具的FORM R表格。無法提供每包HVI數據的，進口貿易企業或紡織企業有權拒收，以防止個別外商弄虛作假，坑害國內企業經濟利益。
為加強跨境資金流動的管理，有效監控企業短期外債，配合出口收結匯聯網核查，國家外匯局于2008年7月2日了《關于實行企業貨物貿易項下外債登記管理有關問題的通知》，明確對企業出口預收貨款和進口延期付款實行登記管理，要求企業從2008年7月14日起，出口預收貨款不分時間長短和金額大小，都要進行預收貨款網上登記，登記后，在額度范圍內可在銀行辦理結匯或劃轉手續。2009年6月，外匯局將預收貨款和延期付款基礎比例調整為30%，允許分局按照企業經營需要核定收付匯比例，允許分局為新成立及其他無收付匯數據企業核定年度收付匯數據。對于貿易信貸資產，2008年10月30日，外匯局出臺了《國家外匯管理局關于對企業貨物貿易項下對外債權實行登記管理有關問題的通知》，明確將企業貨物貿易項下進口預付貨款納入管理。要求企業從2008年11月15日起，企業的進口預付貨款，原則上不得超過企業前12個月進口付匯額的10%。匯綜發[2009]108號文件又將預付貨款基礎比例調整為30%，且企業5萬美元以下的出口預收貨款、進口延期付款和預付貨款登記后，不納入比例限制。
二、現行貿易信貸管理中存在的問題
（一）貿易信貸監管難度較大。目前我國對貿易信貸的管理主要集中在對預收貨款、預付貨款和延期付匯上。監管難度主要表現：一是真實性審核難度大。一方面，由于貿易隱蔽性高，流動性強，隨著我國貨物貿易的迅速發展，在一筆收付匯業務中，既有正常貿易收付匯，又有貿易信貸收付匯，不排除將貿易信貸項下的資金往來夾雜進一般貿易項下跨境流出入。另一方面，企業登記的貿易信貸信息的真偽難辯，額度內企業可在銀行自行結售匯；額度外到外匯局手工確認，而外匯局審核的企業出口合同、收匯憑證、登記信息等，都屬于表面真實性審核的范圍，而對貿易雙方是否簽訂虛假合同、是否存在無貿易實質的收匯等信息的審核和監管則屬空白，無法從根本上防止無真實貿易背景套利資金的混入。
（二）貿易信貸監管政策法規有待進一步完善。一是政策設計的局限性。貿易信貸監管政策法規部分內容與現行的實際操作管理不銜接，存在管理偏松、有效約束手段不足等問題，對政策的貫徹實施和管理效果會產生一定的影響，從而形成了監管方面的難點。二是政策監督乏力。相當的企業和銀行對政策理解認識上存在誤區和偏差；貿易信貸業務流程和操作時間冗長復雜，既不利于促進投資貿易便利化，又不利于貿易信貸監管工作的開展；三是政策執行的隨意性。受利益驅使和逃避監管的雙重作用，銀行和貿易信貸企業在執行政策上存在很大的隨意性。如企業預收貨款額度不足時，銀行為其一般貿易項下進行核查結匯，導致企業既逃避了貿易信貸登記，造成貿易信貸數據失真，更為嚴重的是當企業一旦發生中斷出口時，其此前的出口收匯因無額度而無法結匯。
（三）貿易信貸監管系統有待進一步升級。一是數據處理的時滯性。目前貿易信貸登記系統采取的當日登記的預收、預付、延收、延付四個模塊的數據,系統當晚23點予以確認,于次日能查詢到額度后,企業方可結售匯或劃轉。額度外的還需人工確認,業務處理時間更長。數據處理的時滯性,加大了企業的財務成本和匯率風險。二是信息共享的片面性。貿易信貸信息管理系統與帳戶信息管理系統、金宏系統、出口收匯核報系統、進口付匯監管等系統共享性差，導致企業在貿易信貸系統登記國際收支申報號、信貸進出口報關單號等信息時,其關聯性、真實性、準確性不能得到有效核查，弱化了貿易信貸監管效力。另一方面，貿易信貸登記系統中采集的企業前12個月的收付匯數據和出口收匯核報系統、進口付匯監管系統以及金宏系統中采集的數據各不相同，系統給出的企業控制額度和企業根據自身前12個月進出口報送數據計算出的額度差異很大，給交易真實性審核帶來一定難度。三是系統功能的缺失性。目前的貿易信貸登記系統以業務審批、簡單查詢、單一統計統功等功能為主，缺少綜合查詢、指標預警、監管分析等功能。目前，全國大部分都采用的是福建或江蘇分局開發的“貿易信貸數據綜合利用系統”，但不同地區外匯管理部門根據各自對貿易信貸管理的理解，有的系統以主體監管為主，有的系統以非現場監管為主，且這些系統都在貿易信貸管理系統體外存在，增加了監管難度。
三、完善貿易信貸管理的政策建議
（一）源頭治理，降低高風險貿易信貸管理難度。深化利率市場化改革，降低本外幣利差套利空間；控制人民幣升值的步伐，降低套匯的空間；穩步推進人民幣國際化，鎖定進口成本和出口收益，降低企業使用出口提前收款、進口延期付款的方式來規避匯率風險的需求，從源頭防范投機資金跨境流出入風險。
