发布时间：2023-07-13 16:43:04
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的进口贸易数据样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
2.吉林大学经济学院吉林长春130012
作者简介：冯晓玲(1977-)，女，吉林通化人，吉林大学经济学院博士研究生，大连海事大学经济与管理学院教师，主要研究方向为中关经贸关系：
赵放(1961-)，北京人，吉林大学经济学院博士、教授、博士生导师，主要研究方向为世界经济、日本经济。摘要：有关中关两国贸易数据的统计差异历来存在着很多争议，其中香港的作用被广泛提及。文章将中国途经香港到美国的商品分为“再出口”和“转运”两大类，以东、西行贸易的“镜像数据”为基础.将其分为五种贸易流向进行了分析比较，得出了香港在中国对美出口中的中介地位仍然不容忽视，从中国途经香港出口到美国的商品统计有一部分实际上是再出口，而不是转运的结论。
关键词：香港；再出口；转运；镜像数据；统计差异
中图分类号：F207
文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2008)01-0015-06 收稿日期：2007-10-24
中美两国的贸易数据统计差异之大有目共睹，对于两国报告的贸易数据彼此存在差异的原因，其中有关香港的作用，国内外很多学者进行了探讨，并给出了一些结论：Fung and Lau(1998,2003)认为，中美两国统计的双边贸易差额数据都是不准确的，两国贸易统计差异归因于中美对经由香港转口、转口毛利和服务贸易的不同处理；Chaodong Huang and Broadbent(1998)认为，中美在编纂双边数据上存在着较大的差异，包括不同的计价基础和运输时滞，特别是中国经由香港的转口贸易，以及确认和正确的计价这些贸易流量的实际困难；Jialin Zhang(2000)认为，中美贸易失衡的主要问题在于美国使用原产地规则把经由香港转口到美国的中国产品统计为美国自华进口，但是并不把经由香港转口到中国的美国产品统计为美国对华出口，因而放大了美中贸易逆差；USCBC(2004)认为，美国的统计方法夸大了美中贸易逆差，因为美国按照f.a.s(装运港船边交货)计价，进口按照c.i.f(成本加保险加运费)计价，并且美国把经由香港转口到美国的中国商品都统计为美国自华进口，尽管香港的附加值高达25％。沈国兵(2005)将以上观点进行了综合，得出香港转口贸易和转口毛利是直接造成中美贸易数据失真和扭曲的原因之一的结论。本文主要引入Michael J.Ferrantino(2007)“镜像数据”的分析方法，将途经香港的货物分为“再出口”和“转运”两大类，探讨其与中美贸易顺差的关系。
一、再出口与转运
在实际业务当中，再出口(re-export)和转运(transshipment)经常被混淆，前者是指当进口的商品以某一香港买家为收货人，该买家随即拥有对该进口品的法定所有权，并且可能在再出口之前时商品进行一些不从根本上改变商品特性的加工；而后者指的是在同一联运提单下的货物，由香港外某地运至香港，而目的地为另一地时，在香港水域内的同一艘船上装运或者由一艘船转运至另一艘船上。转运同为再出口而将货物进口至香港是不同的，它属于“过境中的商品”，通常并不通过香港海关的估价程序。
附表1和附表2提供了香港、中国、美国三者之间的贸易数据。附表1是中国和香港海关提供的双边贸易数据。附表2是由中国和香港海关提供的与美国进行贸易的有关数据。香港调查统计局将一国运往另一国的货物分为四类，即进口、出口(包括本地出口和再出口)、向中国国内转运、向中国以外的国家转运。附表l中的A部分比较了香港和中国报告的贸易数据和香港的“在主要国家(国境)和装运港上卸下的港口货物”的数据问的区别，它表明中国报告的通过香港的出口(但是香港不一定是最终目的地)和香港报告的来自中国的进口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港对美国的出口数据和作为美国总货物中的一部分的香港为中国转运至美国的数据中找到(见附表2的A部分)。附表I中的B部分比较了中国和香港报告的贸易数据和香港“在主要国家(国境)和装运港上装运的港口货物”的数据间的区别。它表明中国报告的通过香港的进口(但香港不一定为原产地)和香港报告的向中国的出口两者间的差异日益增大，类似的关系也可以在中国和香港自美进口和作为来自美国进口的总船货中的一部分的香港为美国向中国转运的数据中找到(见附表2中B部分)。
由此可见，香港在中美贸易中的中介地位仍然是举足轻重的。而在中国海关数据中，很有可能出现途经香港的出口中，一部分是通过香港再出口而另一部分是通过其转运的情况。然而，这种情况很难通过经验来确定，因为在香港的贸易和货物数据中再出口是以美元来衡量，而转运则是以公吨来计算，因此很难直接地比较两者。要想明确中国通过香港的再出口与转运及其同中国报告的直接出口和进口的关系，一个恰当的途径就是海关要完全理解双方在贸易数据上的显著分别，所以在这里引入“镜像数据”做进一步的探讨。
二、镜像数据与东、西行贸易
理论上说，一国对其贸易国的出口数据应与其贸易国相应的进口数据相匹配，二者称为“镜像数据”。本文使用以“东行贸易”和“西行贸易”为基础编辑的镜像数据来估算中国、香港、美国三者之间贸易数据的差异。在编辑镜像数据时，一面用中国、香港所报告的数据，另一面则用美国报告的数据。镜像数据的一对恰当的匹配指的是通过该途径报告的贸易数据是可以互相印证的，然而很多原因导致了数据差异的存在。
(一)“镜像数据”的引入按照联合国指导方针，美国是按原产国来记录进口数据的。美国所报告的来自中国的进口包括直接从中国的进口和通过香港及其他国家间接从中国的进口。而美国报告的来自香港的进口仅仅包括原产地为香港的进口。所以，在东行贸易(中国一美国的出口)中，镜像数据中的出口一面应当是中国报告的出口到美国的数据、香港本地出口数据和香港报告的中国再出口到美国的数据之和，而进口一面的数据应当等于美国报告的来自香港和中国的总进口值之和。
类似的，在西行贸易(美国一中国的出口)中，镜像数据中的出口一面应该等于美国报告的输到中国的出口加上美国报告的输到香港的总出口值之和，而进口一面应等于经过离岸价／到岸价调整后的中国和香港报告的来自美国的进口值减去美国途经香港再到中国的再出口值，这是因为美国通过香港间接对中国的出口将在中国和香港报告的进口中被计算两次：一次是在货物进入香港海关时，紧接着当再出口到中国时又会被中国海关计算一次。这就意味着中国和香港均是根据联合国的指导方针，按照货物的原产国来记录数据的，这一点和美国做法相似。这样做的好处在于通过避免调整香港再出口的标高价格，简化了实际数据差异的估算，即通过这
种方法计算的数据差异的实际大小将免去由于估算香港再出口的标高价而产生误差的难题，因此从统计上更加令人满意。报告的贸易数据的镜像联系见图1和图2。
(二)东行贸易附表3列出了中国和香港对美国出口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年问的统计差异的估计。它以美国官方报告的自中国和香港的进口开始，以中国和香港官方报告的同时期出口数据结束(该数据包括香港报告的对原产地为中国的商品向美国的再出口)。从附表3叫‘以看出：第一，在1995年和1996年中国和香港报告的输至美国的出口量要高于美国报告的同时期从两地输入的进口量，到了1997年，两者才大致相等。从1997年开始，双方数据差异迅速增大，并在2004年达到最大差异点，相差19.53％。自1998年到2006年间，中国报告的输至美国的出口量和美国报告的来自中国的进口量问的差距超过2倍。第二，在过去10年来，香港作为中国对美国出口贸易的中介人的地位迅速下降，从曾经超过60％的比例到目前大约14％的比例，而在香港再出口至美国的产品中，原产地为中国的产品占到了超过90％，该比例一直保持稳定。第三，香港本地对美国的出口量一直下降，并且随着香港的经济越来越以服务业为导向，这一趋势可能还会持续下去。
(三)西行贸易附表4列出了中国和香港自美国进口的官方镜像数据，有关的调整以及对1995年至2006年间的统计差异的估计。它以美国官方报告的对中国和香港的出口开始，经过了fob／eif的价格调整，另加上香港报告的对原产地为美国的商品再出口至中国的数据，最后以中国和香港官方报告的同时期的进口数据结束。
与东行贸易中的数据不同的是，1995-2006年间西行贸易总的统计差异似乎没有明显的模式。仅在其中的1999年和2004年，中国和香港报告的来自美国的进口额稍稍超出美国所报告的对其出口额，在余下的10年中，在镜像数据的出口一面，统计差异比进口一面要大得多。这就意味着出于逃税和其他动机，中国对来自美国的进口低报价的情况更为平常。该数据的其他显著特征就是香港作为方便美国对华出口的地位逐渐下降。中国从美国进口的产品中，由香港再输出的比例已由1995年的超过30％下降到2005年的12.4％。同时，由美国参与的香港通过中国再出口至其他国家的比例也由1995年的10％下降到2005年的不到5％。
在贸易的双流向中，同贸易合作者所报告的贸易数据问的估算有一些统计差异很容易被解释，比如同荷兰(由此最终出口到其他欧盟国家)、巴拿马(中国出口至此地的商品中有很大一部分是要最终输至美国的)的贸易，因为他们同样也是世界转口贸易的中心。但是中国和香港在同其他贸易者的贸易往来中由于存在着多种不同的原因，如走私、低报价等因素，因此需要对所搜集的数据问的整体差异进行进一步的分解，才可能找出导致统计差异逐渐扩大的主要原因。
三、通过贸易流的子部类来分解中美贸易间的统计差异
根据上文的以东西行贸易数据为基础的镜像数据显示出了中美两国与香港之间记录的贸易数据差异，要进一步研究差异的来源，有必要进行贸易流向的分解。
(一)对镜像数据进行的贸易子部类的分解在中国的出口数据中，中国海关要求贸易商说明启运国和消费国，其中前者是指在出口货物离开中国港口后下一个要到达的地点，它并不一定是货物的最终目的国，而后者是指消费该出口货物的最终目的国。以这一信息为基础，可以将中国对美国的出口细分为三类。
a.美国既是启运国又是消费国，这指的是中国直接对美国的出口；
h.香港是货物的启运地，但美国是消费国，这指的是出口货物要通过香港转运才能到达美国；
c.启运国是除香港外的第三国，消费国是美国。
如前所述，香港调查统计局将进口和再出口时两次不同的估价称作“香港调高价”，而在通过香港的转运中(通过香港港口的货物而没有通关)，只报告货物的重量值而并非价值，所以香港的转运数据仅以总量报告且以公吨为单位，对商品不进行分类。这就引发了一个问题：在中国海关数据中h类型贸易能否反映出通过香港的再出口或转运。最明确的解释就是h类数据能够反映出转运的有关数据，因为在大多数情况下，消费国与货物第一次通关的国家是同一个，所以在中国报告的数据中再出口数据会被记录为以香港作为消费地的出口，而不是对美国的出口。这类贸易就是传统上被归结为导致贸易统计差异的主要因素。因为货物通常被香港的中间商支配，所以中国的出口商可能事实上并不清楚货物的最终日的地。如果出口商知道货物的最终目的地是美国的话，而货物由于物流原因需要经过香港时，出口商很有可能会开立一张联运提单以避免在香港通关时产生的费用和麻烦。然而，这样理解并非总是可信的，如果一些中国出口商拒绝接受通过香港时的商品分类，那么有的再出口就要记录在b类统计中。
这样从中国和香港海关的数据中，就可以找出五种可能的贸易流，归纳如下：
C1.中国报告的对美国的直接出口；
C2.中国报告的通过香港对美国的出口；
c3.中国报告的通过第三国而非香港对美国的出口(C1-C3对应上文a-c)；
C4.香港报告的对美国的本地出口；
c5.香港报告的对原产地为中国的产品向美国的再出口。
正如前面讨论过的美国的官方贸易数据仅仅指出的是货物的原产地。但是，在美国商务部的详细记录的进口数据中，却含有货物是否在途中经过第三国到达美国的记录，这一进口数据覆盖了1995-2005年间美国从中国的所有进口数据。这里将这一数据作为美国报告的自香港进口的官方数据的一个补充，并将美国数据分为以下五类。
A1.从中国境内港口直接运至美国的货物；
A2.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是香港，货物在香港并未通关；
A3.从中国输到美国的货物，但最后一个启运港是在除香港外的第三国；
A4.美国对原产地为香港的货物的进口(来自官方公布的数据)；
A5.从中国输到美国的货物，在运输过程中在香港通关且最后一个启运港是香港，即通过香港的再出口。
如果采用对上述C2的最简单的理解，C1-C5同A1-A5之间依次存在着一一对应的关系，可以得出图3中列出的五种镜像关系。该图中有两个额外的盒子。右侧标有问号的盒子上标注了在香港货物数据中报告的通过香港转运的数据。正如前面所提到的那样，因为这些数据不标明商品的名称也不以价值来记录而是采用以公吨为单位记录，所以不能把它们用作分析中。左侧标有问号的盒子代表了原产于中国的产品通过第三国的对外再输出。如果将c3理解为仅仅包括转运而A3既包括转运又包括再出口的话，就会潜在的遗漏一部分数据(即通过第一
国而不是香港的再出口)，而它们正是此盒子中代表的数据。
(二)中、港、美三方贸易数据的差异在恰当地找出美中贸易中镜像数据的两方面后，就可以定义数据差异的两种衡量方法。第一种方法是在商品水平上衡量贸易双方的差异。
在这里M指的是贸易者r在第t年从s国进口商品i的贸易数据，E指的是s国在第t年报告的输到r方的商品i的出口值。这一指标总是用于衡量镜像贸易数据双方的差异。
第二个指标使用双方报告的数据总和作为标准，它的值在100(M=O,E≠0)到100(M≠0，E=0)间变化。当双方报告的数据差别不大时，两种方法得出的数值就会十分接近。
在东行贸易中，E等于中国报告的对贸易国的出口值、香港报告的对贸易国的本地出口值及其为中国的再出口值的和，M等于贸易国报告的来自中国和香港的进[1值之和。在西行贸易中，E等于贸易国报告的对中国和香港的出口值之和，而M等于中国与香港报告的来自贸易国的进口值减去香港报告的到中国的再出口值。
根据(1)、(2)计算出的中、港、美三方贸易数据的差异见表1。
对外贸易在经济增长中具有重要作用。长期以来，很多人一直强调出口对一国经济的重大影响，而关于对外贸易与经济增长关系的研究文献往往只关注和分析贸易开放度、出口与经济增长的关系，很少注意进口与经济增长的关系。直到最近几年，人们开始意识到进口也可能对经济增长产生积极的促进作用，相关的经验研究文献也因此陆续出现。日本经济学家小岛清认为贸易对经济增长的作用是以贸易利益的形式来把握的，根据古典学派李嘉图的比较成本理论，贸易利益主要是指进口利益，出口是获得进口的手段。罗默（Romer,1993）利用76个发展中国家1960年的截面数据分析了机器和设备进口对生产的影响。科等人（Coeetal.,1997）考察了通过机器设备进口而流向欠发达国家的技术溢出效应。刘遵义（Lawrence,1999）在对20世纪80年代美国100多个制造业中国际竞争对其全要素生产率的影响进行了研究，发现进口竞争刺激了全要素生产率的提高。一些文献还探讨了普通进口和技术扩散之间的可能联系（CoeandHelpman,1995；Keller,2001）。康诺利（Connolly,2003）用75个国家1965~1990年的专利数据代表这些国家的模仿与创新，量化了高科技产品进口对进口国（发展中国家）模仿与创新的溢出效应。针对我国进口与经济增长的互动作用，我国有不少经济学者就这一问题进行了定性或定量分析。普遍认为进口对经济增长有推动作用（刘晓鹏，2001；张亚斌，2002；熊启泉、杨十二，2005；廖进中、邓海滨，2006；张亮，2006）。熊启泉和杨十二（2005）的“重新审视进口再经济增长中的作用”一文虽然应用了计量分析中比较前沿的研究方法，将定性分析和定量分析相结合，研究了进口贸易对GDP增长的动态影响及对经济增长的传导机制。杨全发等（1998）运用巴拉萨和费德等人建立的模型，对我国改革开放以来的数据进行线性回归分析，得出出口的增长并不像想象的那样对经济增长起到促进作用。陈家勤从进口依存度和进口GDP增长弹性分析，得出我国进口的增长在GDP的增长中发挥了较大的作用。王建峰等依据已有的有关研究结果、数据、现实和历史经验提出对我国现行出口政策重新进行定位和调整，重新审视出口导向政策等等。因此，笔者认为，有必要再次对进口与经济增长之间的关系进行讨论。
首先从理论上分析当前适当增加进口的必要性与可能性，在此基础上利用Eview5进行协整分析来检验进口对GDP增长的作用。我国长期以来一直实行出口导向性的战略政策，不遗余力的推行以出口创汇为主要目标的对外贸易政策，这在很多程度上促进了经济的发展。然而，随着科技的发展和全球化程度的不断加强，我国的对外贸易发展进入了一个新时期，国际贸易环境发生了很大的变化，对中国现行的对外贸易政策提出严峻的挑战。随着世界经济发展缓慢，许多国家尤其是美国与中国的贸易摩擦不断增加，我国已成为世界上反倾销和贸易保护措施的最大受害者，出口贸易环境严重恶化。据统计，2003年中国对外贸易依存度高达60%，在如此高的贸易依存度下，增强产品在国际上的竞争力是经济发展的必要手段，而一味追求产品出口创汇则对我国经济发展构成威胁。过去，我国外贸政策主要放在规模与速度的增长上，追求贸易顺差与外汇储备，使企业片面强调多出口，多创汇，少进口，节约使用外汇，从而导致出口商品供给的急剧增加，价格迅速下降，贸易条件恶化，出现“贫困化”增加。在这种情况下，仍然保持以往的出口策略将会阻碍我国对外贸易的发展，影响我国的国际形象，破坏良好的国际环境，从而影响我国经济发展。要解决中国当前面临的这些问题，就要转变对出口的态度，适当的增加进口。依据很多国家发展经验，出口在很大程度上可以促进国民经济的发展。但各国宏观政策的实施依据国情进行，因此我们应立足国情来正确看待进出口对我国经济增长的作用。
1进口贸易与经济增长关系的理论研究
进口与经济增长关系的研究最早可以追溯到古典经济学时代。亚当•斯密认为，出口带来的收益及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长(交易生利)。大卫•李嘉图指出,通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价,阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰•穆勒认为,通过贸易可以得到本国不能生产的原材料和机器设备等经济持续发展所必须的物质材料，同时推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率；通过产品进口造成新的需求，刺激和引导新产业的成长。
受古典经济学家上述观点和理论的启发，后来的经济学家进一步探讨了进口贸易对经济的带动问题。D•H•罗伯特逊和R•纳克斯认为资本品的进口使该国取得国际分工的利益，大大节约了生产要素的投入量,它是经济增长的主要因素；马克斯•科登提出的贸易对经济增长率影响效应理论，认为如果大量进口投资品，会使国内投资品相对价格较低，投资成本下降,而投资率的提高无疑会带来经济增长率的上升。
20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，同时将经济增长引入这一分析框架,把技术作为内生变量，研究技术变动、进口贸易、经济增长三者之间的互动关系。他们认为，技术通过中间产品的投入产生扩散。如果一国的R&D活动产生新的中间产品与现有的中间产品不同，或比现有的中间产品更好当这些中间产品出口时，进口国的生产力就会通过其贸易伙伴的研发效应和技术扩散得到提高。
2数据、模型与实证分析
分析所使用的样本选取1985~2006年的有关数据，数据来源于2007的《中国统计年鉴》。根据研究问题的需要，按进口（M）、国内生产总值（GDP）等指标，作为样本进行分析。
由于大多数时间序列数据都是非平稳的，不满足传统的多元回归或其他方法对数据平稳的要求。在这种情况下，即便变量之间没有关系，也会由于非平稳的序列带有趋势而显现一定的关系，这也是所谓的“伪回归”的问题。针对这一问题，采用协整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回归方法为代表的实证方法是事前假定，即先假定变量存在因果关系，然后进行验证；而协整分析则是事后假定，即先判断单整阶数，只有变量间单整阶数相同，或不同阶数的变量经过组合后，理论上可能存在长期的均衡关系，才可以假定方程式。笔者根据研究问题的需要，选取我国1985~2006年的数据作为样本进行计量分析，在进行数据分析时，GDP按当年汇率折算成美元。为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这可消除各个变量之间的异方差性，使趋势线性化，不改变变量之间的协整关系。为考察进口贸易对经济增长的关系，本文采用GDP、M的自然对数形式，分别记为LnGDP、LnM。
2.1样本数据描述性分析
从我国进口贸易与经济增长的对数图（图1）来看，在1985~2006年，我国进口贸易成上升趋势，LnGDP也呈上升趋势。序列表现不平稳，即序列使非平稳时间序列。LnGDP、LnM一阶差分后，由图2表明，新得到的数据序列没有明显的上升、下降趋势，调整后的时间序列趋于平稳。
2.2样本数据平稳性检验
在进行计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）检验。
由于ADF=-1.739381，大于1%临界值，所以LnGDP是非平稳的，ADF=1.737057同样大于1%临界值，所以LnM也是非平稳的。进一步检验变量一阶差分序列以确定变量的单整阶数，在一阶差分中LnGDP、LnM的ADF值均小于5%临界值，因此它们的一阶差分是平稳的，即LnGDP、LnM为一阶单整变量，可以进行协整关系检验。D-W值在2附近，表明时间序列是非自相关的。
2.3Granger因果检验
进口贸易与经济增长之间的因果关系用经济计量方法检验可得。将LnGDP、LnM数据调入Eview5.0进行Granger因果检验，检验结果见表2。
从表2可以看出，进口是促进经济增长的原因，即进口和经济增长之间具有Granger因果关系。所以笔者在做协整分析时可以根据经济学有关理论，将进口作为经济增长的一个原因来分析。
2.4协整分析
前面的单位根检验表明，我国GDP和进口贸易总额数据都是一阶单整的，他们之间应该存在一个平稳的线性组合，即LnGDP、LnM之间有长期稳定关系。根据最小二乘法，可以定量确定LnGDP、LnM两者之间的方程。
LnGDP、LnM之间协整回归方程：
其中括号内给出的数字是t值。根据t值、R2值，可知回归方程解释能力较好，残差项有较强的一阶自相关性，进口每增长1%，GDP就随之增长1.123%。
进行协整检验，就是检验回归方程残差序列的平稳性，若残差序列是平稳的，则变量之间的关系是协整的；反之，则不是协整的。其检验方法就是采取单位根（ADF）检验。假定方程的残差表示为e。
在做单位根检验时，一般在5%拒绝零假设，即序列平稳。从残差序列的单位根检验结果看，e在5%、10%的置信范围，其ADF值均小于置信值，接受零假设，说明e通过了单位根检验，表明e时间序列平稳。进而说明LnGDP与LnM之间存在协整关系，即国内生产总值与进口之间存在稳定的均衡关系。
3结论
通过对我国进口贸易与经济增长之间的实证分析，以及根据GDP、M因果关系分析，并在此基础上建立协整分析，可以看出进口与国内生产总值之间存在较强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但LnGDP与LnM之间存在长期稳定均衡关系，进口在很大程度上可以促进国民经济的增长。通过实证分析得出，进口与GDP之间存在协整关系，从长期来看，进口增加1%，会引起经济增长1.123%。当前出口导向的政策不仅为我国对外贸易带来的很多问题，而且大量的出口初级产品导致我国资源外流，降低了社会福利和人民生活水平。而适当增加原材料、设备、尤其是高科技产品的进口，这不仅有利于解决当前我国对外贸易存在的问题，而且有助于提高我国技术水平及资源使用率，实现产业结构升级，改变经济增长方式，还可以缓和我国收入分配恶化的趋势，从而提高社会福利和人民生活水平。另外，当前的外汇储备为我国增加进口提供了充足的资金。因此，要对我国的进出口有一个重新的认识，不能一味的强调出口、强调顺差、“重出口轻进口”，要认识到进口对GDP的拉动作用，保持进口与出口的均衡发展，从而促进我国经济持续健康增长。
参考文献
【关键词】中国-东盟；贸易效应；协整检验
一、引言
中国-东盟自由贸易区（CAFTA），于2002年11月签署，2005年1月生效，2010年1月1日正式全面启动，涵盖11个国家、19亿人口，是世界上人口最多的自由贸易区，也是发展中国家间最大的自由贸易区。
关于经济一体化对贸易影响的研究比较成熟的是对欧洲经济一体化的贸易效应研究，大部分研究发现，欧洲经济一体化对于贸易是正的且显著的效应。国内对中国-东盟的贸易效应研究显示，CAFTA对贸易具有扩大效应，但对中国的净的贸易效应为负。陈汉林，涂艳（2007）认为贸易转移效应远大于贸易创造效应，且差额在逐年增加，对中国而言净贸易效应为负；陈雯（2009）和徐婧（2008）认为CAFTA对区域内贸易有正的效应，且对中国从东盟进口的作用较大。
使用引力模型估计是研究贸易协定效应的重要方法。早期的研究多使用横截面的分析方法，如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板数据进行分析如：郎永峰，尹翔硕（2009），陈雯（2009），Marie，Eric（2011）。但现有文献对CAFTA效应的研究大多忽略了由于遗漏变量导致的内生性问题，且在使用面板数据分析时忽略了数据的平稳性，可能会造成谬误回归。本文进行了面板单位根检验和协整检验，且使用个体固定效应模型估计，减轻由于遗漏变量产生的内生性问题。
二、数据和模型设定
本文使用的引力模型是对Ma'tya's，L.（1997）中引力模型样板的一个改版。Ma'tya's，L.（1997）认为正确的计量经济引力模型的样板如下：
ln（EXPijt）=αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）
其中，EXPijt是i国与j国在t期的贸易量；Yit和Yjt分别是i国和j国在t期的实际GDP；ωij是指i国和j国的贸易组特征，如共同边界、共同货币、距离和文化联系等；CAFijt虚拟变量，当i国和j国在t期时是自由贸易区的成员时取1，否则取0；αi是进口国固定效应；γj是出口国固定效应；λt是时间固定效应；μijt是随机误差项。
由于本文是基于中国角度分析CAFTA的影响，因而采用“单国模式”进行研究。“单国模式”与“多国模式”的不同在于需要分别对进口和出口进行回归。
本文使用的回归方程如下：
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）是进口的回归方程，方程（3）是出口的回归方程。其中，i国表示中国，j国表示其贸易伙伴；DGDPPCijt是j国与中国在t期的实际人均GDP差额，DGDPPCijt=|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|，GDPPCit和GDPPCjt分别表示中国和j国在t期的实际人均GDP，根据林达的偏好相似理论，实际人均收入的差距与贸易量应当是反向关系；DISTij表示j国与中国的距离，两国距离远近可以衡量贸易成本的大小，因而距离与贸易量是反向关系；CAFijt与LANij为虚拟变量，CAFijt中国与j国在t期都为中国-东盟自由贸易区成员时取1，否则取0；LANij中国与j国使用同一种语言取1，否则取0，使用同一种语言的两国或地区其文化联系较大，因而对贸易的效应是正的。
本文样本是中国与东盟十国以及12个主要的贸易伙伴2000-2012年间的双边贸易流量数据。其中东盟十国是文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南；12个主要的贸易伙伴包括：香港、日本、巴西、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、加拿大、美国和澳大利亚。
数据来源：双边贸易流量数据来源于联合国UNCTAD数据库；以2005年为基期的实际人均GDP来源于ERS International Macroeconomic 数据库；以2005年为基期的实际GDP来源于IMF数据库；RTA数据来源于WTO数据库；距离以及共同语言数据来源于CEPII数据库。
三、实证结果
为避免数据序列因存在单位根过程而造成的谬误回归，本文进行面板单位根检验和面板协整检验，回归结果见表1和表2。结果显示：所有变量在1%显著水平下都是一阶单整的，且在1%显著水平下拒绝没有协整关系的零假设，即存在协整关系。表1IPS单位根检验结果变量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC变量水平截距项3.142.794.614.684.82截距项和趋势项2.430.640.751.530.19一阶差分截距项-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滞后长度根据BIC准则选择；***表示1%水平下显著。
表2面板协整检验结果
Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：协整检验包含截距项和趋势项，滞后长度根据SIC标准选择，最大为2；***表示在1%水平下显著。
本文对方程（2）和（3）的回归采用混合面板回归的方法，回归结果见表三。由于遗漏变量的存在可能导致解释变量与随机误差项相关，进而导致实证结果存在内生性偏误。本文通过固定个体效应控制样本不可观测的遗漏因素减轻内生性问题，即采用个体固定效应模型估计。
由表可以看出：
（1）实际GDP对贸易的效应是正的，且在混合面板回归和个体固定效应回归的结果都是在1%水平下显著，表明贸易量与经济规模正相关；实际人均收入差额对出口的影响在混合面板回归和个体固定效应回归中的结果符号不同且不显著，而对进口的影响在混合面板回归中是负的且显著，但在个体固定效应回归中符号改变且不显著，此结果不支持林达的偏好相似理论；两国的距离可以表示两国间贸易的运输成本，对进口和出口的回归结果显示距离的系数为负且显著，与预期一致；共同语言代表两国或地区间的文化联系，其系数在进口和出口的回归结果中都为正且显著，表明贸易双方间的文化联系对贸易有正的影响，与预期相符。
（2）CAFTA虚拟变量的系数在对进口和出口的混合面板回归中为负且不显著，但在个体固定效应回归中符号发生变化，其中对出口的回归中系数为正且在5%水平下显著，对进口的回归中系数为负且在5%水平下显著。这表明控制遗漏变量造成的内生性的重要作用，即在控制了由于遗漏变量产生的内生性后中CAFTA的签订对中国向东盟国家的出口由不显著的负效应转变为正效应；而对中国从东盟国家的进口的负效应有微弱增加。表3对出口和进口的回归结果
出口方程进口方程解释变量混合面板回归固定效应回归混合面板回归固定效应回归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：括号里面为t值，***表示1%水平下显著，**表示5%显著水平下显著。
四、结论
本文利用引力模型的拓展版本对CAFTA的贸易效应进行实证分析，结果显示：贸易双方的经济规模、文化联系对贸易有正的影响，而距离对贸易的影响是负的，这与经典的引力模型分析结果是一致的。
CAFTA对中国与东盟国家之间贸易的影响在没有控制遗漏变量产生的内生性时为负且不显著，这与现有文献（陈雯 2009，徐婧 2008）的结论不一致。在控制内生性的个体固定效应回归中CAFTA对中国向东盟的出口具有促进作用，而对中国从东盟的进口是负效应，对中国而言净的贸易效应是正的，这与大部分现有文献的结论一致，说明建立中国-东盟自由贸易区能够促进我国对东盟的出口。
参考文献：
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[2]Ma'tya's，L. 1997. Proper econometric specification of the gravity model[J].The World Economy 20： 363-368
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[4]陈汉，林涂艳.中国一东盟自由贸易区下中国的静态贸易效应——基于引力模型的实证分析[J].国际贸易问题，2007（5）：47-52
[5]郎永峰，尹翔硕.中国-东盟FTA贸易效应实证研究[J].世界经济研究，2009（9）：76-82
[6]徐婧.CAFTA对中国和东盟贸易扩大效应的实证研究[J].世界经济研究，2008（10）：63-70
关键词：河北省；区域经济增长；对外贸易
1 区域经济增长与对外贸易的相关理论
区域经济，指在生产要素、商品劳务不能完全流动，经济活动不完全可分，创新能力具有部分排他性和竞争性的前提下，特定区域的经济活动和经济关系的总和。区域经济发展就是经济进步，区域经济增长是区域经济发展的一个方面。
对外贸易是指某个国家或地区与其他国家或地区之间所进行的商品或服务的交换活动，其本质是商品和服务在世界范围的跨境转移和重新配置。
对外贸易与区域经济增长的关系一直是理论界争论的焦点之一。按照的观点，对外贸易与区域经济增长的关系，归根到底是交换与生产的关系。较系统地论述贸易发展利益的古典经济学家，是英国的约翰・穆勒，他第一次明确区分了贸易利益和发展利益。之后的亚当・斯密、李嘉图、俄林等也对这一观点进行了发展。其中较为著名的是d・h・罗伯特逊在20世纪30年代首次提出来的对外贸易是“区域经济增长的发动机”命题。而到了70年代，克拉维斯提出了对外贸易不是增长的“发动机”，而只是增长的“侍女”（handmaiden）的见解。国内学者对此问题的研究较晚， 大多集中在对我国区域经济增长与贸易的时间序列数据的检验上。
我国各省市之间的经济发展水平差异很大，对外贸易对一个地区有推动作用不代表对所有地区都有推动作用。因此， 本文采集了相关的统计数据， 对河北省对外贸易与区域经济增长的相关性进行了分析，力求突破以往研究的局限性。
2 对外贸易与区域经济增长的相关分析
2.1 衡量指标及数据的选取
对外贸易量指标为进出口总额、出口总额、进口总额；衡量区域经济增长的指标有很多，如GDP、GNP、GNI等，本文选用GDP来衡量，这也是我国常采用的一种衡量指标。本文选取1989～2008年进出口总额、出口总额、进口总额与GDP，数据来源于2009年经济年鉴，其中的进出口额是采用2008年底人民币对美元汇率（6.8252）进行处理后得到的，金额单位为亿元（人民币），其具体数值见表1。
2.2 数据的处理过程
本文利用一元线性回归分析进行数据处理，所谓回归分析法，是在掌握大量观察数据的基础上，利用数理统计方法建立因变量与自变量之间的回归关系函数表达式（称回归方程式）。如果在回归分析中，只包括一个自变量和一个因变量，且二者的关系可用一条直线近似表示，这种回归分析称为一元线性回归分析，其数学公式为yi=a+bxi+εi。本文是利用excel进行的数据处理，其基本步骤为：
1）利用数据建立散点图，选中数据，再依次选择“插入”-“图表”，选择X，Y散列点图。
2）添加趋势线，单击新生成的X，Y散列点图，在依次选择工具栏按钮“添加趋势线”-“类型”中选“线性”，“选项”选择“显示公式”和“显示R平方值”。
3）检验，给定显著性水平为0.001，按n-2查相关系数临界值表，查出相应的临界值 ，将相关系数R2与其进行比较，当R2>= 时，其相关性水平显著，说明该模型通过检验。
2.2.1 进口总额与GDP 的回归分析
设进口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果见下图：
其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9108，R2> ，其相关性水平显著，即进出口总额对GDP的影响是显著的。
以上模型从经济意义上解释，当进出口额每增加1个单位会给GDP总量带来6.5465个单位的增加量。因此，今后应重视发展对外贸易充分发挥对外贸易对区域经济增长的作用，增强国民区域经济增长能力。
2.2.2 出口总额与GDP 的回归分析
设出口总额为自变量，GDP为因变量，分析结果如下
其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.9228，R2> ，其相关性水平显著，即出口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP总量带来10.405个单位的增加量。
2.2.3 进口总额与GDP 的回归分析
设进口总额为因变量，GDP为自变量，分析结果如下。
其中，n=20，查出相应的临界值 =0.6524，R2=0.8802，R2> ，其相关性水平显著，即进口总额对GDP的影响是显著的。该模型从经济意义上解释，当出口额每增加1个单位会给GDP 总量带来17.454个单位的增加量。
3 结论与思考
3.1 结论
本文对对外贸易整体与区域经济增长的关系、区域经济增长与进、出口之间的相关性进行了回归分析，得出进出口总额、出口总额、进口总额对区域经济增长有较大的影响，出口和进口共同对区域经济增长起促进作用。在早期经济发展水平较低时，出口对区域经济增长有较大的促进作用，但到了经济发展水平较高时，我们更应该注重进口贸易对区域经济增长的影响。
一国的区域经济增长主要取决于投资需求、消费需求和出口需求三驾马车， 在其他条件不变时， 出口的扩大意味着有效需求的扩大， 从而促进了区域经济增长。但我们同样不可忽视进口的作用， 河北的进口品中有大量的省内急需的关键生产设备、高新技术和重要原材料， 这些进口品有利于促进科技进步和生产率的提高， 在生产中发挥了重要作用， 有些进口品是直接为出口服务的，而且我们可以看出就现阶段而言，进口而对区域经济增长的影响是最大的。
应制定进口战略，把进口与产业结构调整、技术改造紧密结合起来，有秩序地促进那些经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术进口，加快进口向现实生产力的转化。总之，在知识经济时代，面对对外贸易的新趋势，对外贸易要求的发展应实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新，直到对外贸易法制制度、贸易构成和贸易工具的全面创新。
3.2 思考
虽然我们可以得出，进口对河北省的区域经济增长有较大的影响，但是当增加1个单位的进口量和增加1个单位的出口量时，那么对外贸易总额就增加了2个单位，可是区域经济增长量此时却存在矛盾，这是我们需要思考的问题。
虽然不能解释上述原因，但我们至少可以明白：（1）这不是一个简单的加量运算；（2）在影响河北省区域经济增长的三个量中，影响最大的是进口；（3）虽然进口对河北省的区域经济增长影响最大，但我们不能盲目的去提高进口水平，而需要综合考虑各种因素，制定出一个合理的增加进口的方法策略。
参考文献：
[1] 于俊年.计量经济（第二版）[M].对外贸易经济大学出版社，2007.
[2] 刘荣增等.区域经济系统论纲[M].科学出版社，2011.
[3] 朱廷，于宾.对外贸易与区域经济增长：文献述评[J].兰州商学院学报，2006，（5）.
首先从理论上分析当前适当增加进口的必要性与可能性，在此基础上利用eview5进行协整分析来检验进口对gdp增长的作用。我国长期以来一直实行出口导向性的战略政策，不遗余力的推行以出口创汇为主要目标的对外贸易政策，这在很多程度上促进了经济的发展。然而，随着科技的发展和全球化程度的不断加强，我国的对外贸易发展进入了一个新时期，国际贸易环境发生了很大的变化，对中国现行的对外贸易政策提出严峻的挑战。随着世界经济发展缓慢，许多国家尤其是美国与中国的贸易摩擦不断增加，我国已成为世界上反倾销和贸易保护措施的最大受害者，出口贸易环境严重恶化。据统计，2003年中国对外贸易依存度高达60%，在如此高的贸易依存度下，增强产品在国际上的竞争力是经济发展的必要手段，而一味追求产品出口创汇则对我国经济发展构成威胁。过去，我国外贸政策主要放在规模与速度的增长上，追求贸易顺差与外汇储备，使企业片面强调多出口，多创汇，少进口，节约使用外汇，从而导致出口商品供给的急剧增加，价格迅速下降，贸易条件恶化，出现“贫困化”增加。在这种情况下，仍然保持以往的出口策略将会阻碍我国对外贸易的发展，影响我国的国际形象，破坏良好的国际环境，从而影响我国经济发展。要解决中国当前面临的这些问题，就要转变对出口的态度，适当的增加进口。依据很多国家发展经验，出口在很大程度上可以促进国民经济的发展。但各国宏观政策的实施依据国情进行，因此我们应立足国情来正确看待进出口对我国经济增长的作用。
1 进口贸易与经济增长关系的理论研究
进口与经济增长关系的研究最早可以追溯到古典经济学时代。亚当•斯密认为，出口带来的收益及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长(交易生利)。大卫•李嘉图指出,通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价,阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。约翰•穆勒认为,通过贸易可以得到本国不能生产的原材料和机器设备等经济持续发展所必须的物质材料，同时推动国内生产过程的创新和改良，提高劳动生产率；通过产品进口造成新的需求，刺激和引导新产业的成长。
受古典经济学家上述观点和理论的启发，后来的经济学家进一步探讨了进口贸易对经济的带动问题。d•h•罗伯特逊和r•纳克斯认为资本品的进口使该国取得国际分工的利益，大大节约了生产要素的投入量,它是经济增长的主要因素；马克斯•科登提出的贸易对经济增长率影响效应理论，认为如果大量进口投资品，会使国内投资品相对价格较低，投资成本下降,而投资率的提高无疑会带来经济增长率的上升。
20世纪80年代初,新贸易理论开始将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，同时将经济增长引入这一分析框架,把技术作为内生变量，研究技术变动、进口贸易、经济增长三者之间的互动关系。他们认为，技术通过中间产品的投入产生扩散。如果一国的r&d活动产生新的中间产品与现有的中间产品不同，或比现有的中间产品更好当这些中间产品出口时，进口国的生产力就会通过其贸易伙伴的研发效应和技术扩散得到提高。
2 数据、模型与实证分析
分析所使用的样本选取1985~2006年的有关数据，数据来源于2007的《中国统计年鉴》。根据研究问题的需要，按进口（m）、国内生产总值（gdp）等指标，作为样本进行分析。
由于大多数时间序列数据都是非平稳的，不满足传统的多元回归或其他方法对数据平稳的要求。在这种情况下，即便变量之间没有关系，也会由于非平稳的序列带有趋势而显现一定的关系，这也是所谓的“伪回归”的问题。针对这一问题，采用协整分析方法可以有效加以避免。另一方面，以多元回归方法为代表的实证方法是事前假定，即先假定变量存在因果关系，然后进行验证；而协整分析则是事后假定，即先判断单整阶数，只有变量间单整阶数相同，或不同阶数的变量经过组合后，理论上可能存在长期的均衡关系，才可以假定方程式。笔者根据研究问题的需要，选取我国1985~2006年的数据作为样本进行计量分析，在进行数据分析时，gdp按当年汇率折算成美元。为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这可消除各个变量之间的异方差性，使趋势线性化，不改变变量之间的协整关系。为考察进口贸易对经济增长的关系，本文采用gdp、m的自然对数形式，分别记为lngdp、lnm。由于adf=-1.739381，大于1%临界值，所以lngdp是非平稳的，adf=1.737057同样大于1%临界值，所以lnm也是非平稳的。进一步检验变量一阶差分序列以确定变量的单整阶数，在一阶差分中lngdp、lnm的adf值均小于5%临界值，因此它们的一阶差分是平稳的，即lngdp、lnm为一阶单整变量，可以进行协整关系检验。d-w值在2附近，表明时间序列是非自相关的。
2.4 协整分析
前面的单位根检验表明，我国gdp和进口贸易总额数据都是一阶单整的，他们之间应该存在一个平稳的线性组合，即lngdp、lnm之间有长期稳定关系。根据最小二乘法，可以定量确定lngdp、lnm两者之间的方程。
lngdp、lnm之间协整回归方程：
其中括号内给出的数字是t值。根据t值、r2值，可知回归方程解释能力较好，残差项有较强的一阶自相关性，进口每增长1%，gdp就随之增长1.123%。
进行协整检验，就是检验回归方程残差序列的平稳性，若残差序列是平稳的，则变量之间的关系是协整的；反之，则不是协整的。其检验方法就是采取单位根（adf）检验。假定方程的残差表示为e。
在做单位根检验时，一般在5%拒绝零假设，即序列平稳。从残差序列的单位根检验结果看，e在5%、10%的置信范围，其adf值均小于置信值，接受零假设，说明e通过了单位根检验，表明e时间序列平稳。进而说明lngdp与lnm之间存在协整关系，即国内生产总值与进口之间存在稳定的均衡关系。
3 结论
通过对我国进口贸易与经济增长之间的实证分析，以及根据gdp、m因果关系分析，并在此基础上建立协整分析，可以看出进口与国内生产总值之间存在较强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但lngdp与lnm之间存在长期稳定均衡关系，进口在很大程度上可以促进国民经济的增长。通过实证分析得出，进口与gdp之间存在协整关系，从长期来看，进口增加1%，会引起经济增长1.123%。当前出口导向的政策不仅为我国对外贸易带来的很多问题，而且大量的出口初级产品导致我国资源外流，降低了社会福利和人民生活水平。而适当增加原材料、设备、尤其是高科技产品的进口，这不仅有利于解决当前我国对外贸易存在的问题，而且有助于提高我国技术水平及资源使用率，实现产业结构升级，改变经济增长方式，还可以缓和我国收入分配恶化的趋势，从而提高社会福利和人民生活水平。另外，当前的外汇储备为我国增加进口提供了充足的资金。因此，要对我国的进出口有一个重新的认识，不能一味的强调出口、强调顺差、“重出口轻进口”，要认识到进口对gdp的拉动作用，保持进口与出口的均衡发展，从而促进我国经济持续健康增长。
参考文献
内容摘要:基于扩展的引力模型,本文就解释中美贸易不平衡的主要观点:贸易政策论、美国在华直接投资论、产业转移论和人民币汇率论的解释能力做了定量分析。结论表明:美国在华FDI并不是导致中美贸易不平衡的因素,相反,美国在华FDI倾向于减少中美贸易顺差,这与美国经济分析局的统计数据相吻合;此外,贸易政策论、产业转移论和人民币汇率论分别在一定程度上解释了中美贸易的不平衡。
关键词:中美贸易 贸易逆差 引力模型
近年来,中美贸易格局基本以我国对美国的贸易顺差逐年上升为显著特征。这一贸易格局引起了人们的极大关注,并引发了许多解释性的观点。对中美贸易不平衡原因的解释主要包括美国对华出口的限制性贸易政策、美国在华直接投资、产业转移以及汇率因素等。本文以引力模型为基础,以上述主要观点为参本,以期对每种观点的解释能力做一个客观的评价。
本文与类似文献的不同之处在于以下几个方面:首先,本文综合考虑了影响中美贸易差额的主要因素,并把它们引入到扩展的引力模型中,避免了前人研究中由于缺失重要解释变量而产生的自相关问题;其次,本文分别以中国对美国的出口和从美国的进口作为被解释变量建立引力模型,从而从出口和进口两个方面考察贸易差额产生的原因,这与前人单纯以中美贸易差额作为被解释变量建立模型相比,能够带来更丰富的结论;第三,本文对各种观点的解释能力做了定量分析。本文最主要的发现是美国在华直接投资并不是导致中美贸易差额的因素,相反,美国在华直接投资倾向于减少中美贸易差额,这与前人的研究结论是不一致的,美国经济分析局(BEA)的统计数据支持本文的观点。此外,贸易政策论、产业转移论和人民币汇率论分别在一定程度上解释了中美贸易不平衡的原因。
中美贸易不平衡原因的主要观点
目前关于中美贸易不平衡的原因分析主要有以下几类主要观点:
(一)贸易政策论
中美两国在国际分工中资源禀赋不同,双方经济存在明显的互补性。一方面,中国在劳动密集型产品生产上具有比较优势,加之中国长期采取出口导向型的政策,对出口有大量的政策鼓励和制度激励,导致大量中国产品进入美国市场;美国虽然在高科技产品生产上具有比较优势,但由于对华实行严格的出口管制,因此,美国货物贸易的对华出口始终小于从华进口,这是构成是美中贸易逆差的一个原因。Zhang(2000)认为美国的出口管制政策是自相矛盾的,一方面强调美国对华贸易逆差,另一方面却又不想取消对华出口管制,这就成为发展与扩大中美贸易和经济关系的主要障碍。林珏(2008)通过贸易竞争力指数和显示性比较优势指数分析中美双边贸易产品的竞争力状况,认为中国的比较优势已经释放,而美国始终没有对华开放高科技产品出口,只要美国放松对华出口管制,是完全能够实现对华贸易平衡的。
(二)美国在华投资论
美国在华直接投资主要通过三种途径对中美贸易差额产生影响:一是在华直接投资的贸易替代效应减少了美国对中国最终产品的出口;二是在华直接投资的贸易创造效应增加了美国对中国中间产品或相关产品的出口;三是在华跨国公司向美国的产品返销扩大了中国对美国的出口。综合以上三种途径,美国在华直接投资扩大了中国向美国的出口,而对中国从美国进口的影响是不确定的。因此,美国在华直接投资对中美贸易差额的影响依赖于这三种途径的力量比较。许多学者在这方面做了实证研究,几乎所有研究表明美国在华直接投资是中美贸易差额的一个重要影响因素。杨来科和廖春(2006)发现美国在华直接投资增长较快的行业,美国企业在华的销售额也增长较快,同时美国对华出口下降的速度也比较快,因此,他们发现美国对华投资企业的贸易替代效应占主导地位。付强和朱竹颖(2008)通过协整检验并构建误差修正模型,说明中美贸易不平衡问题在很大程度上是由美国在华直接投资所引致,这种引致过程主要通过美在华投资企业加工贸易返销造成。
(三)产业转移论
该观点认为东亚地区的产业转移,使中国承接了东亚地区对美国的贸易顺差。东亚主要经济体通过将部分产业向中国转移再由中国向美国出口,把中国作为外贸出口的生产平台。这种产业转移造成的贸易顺差转移加剧了中美贸易失衡。大多数实证研究证实了产业转移论对中美贸易顺差的影响。Yang等(2004)指出,中国大陆的外贸伙伴中国香港、中国台湾和韩国将劳动密集型生产设备转移到中国大陆,通过在中国大陆进行外向加工,然后对美出口。这些产品占了美国从华进口的很大份额,因而美中贸易逆差的增加部分是美国对中国香港、中国台湾和韩国贸易逆差转移的结果。
(四)人民币汇率论
该观点认为中国对美国不断上升的贸易顺差是由于人民币汇率人为地维持在低水平上所引起的。人民币汇率的压低导致中国商品在美国市场上形成了非自然的竞争优势,因此导致了中国对美国存在大量的贸易顺差。关于汇率因素对中美贸易差额的影响,学者们并未达成一致意见。沈国兵(2004)利用协整检验的方法对美中贸易逆差与人民币汇率之间的关系进行了研究,认为前者并非由后者引起。与他们的研究结论相反,在最近的一项研究中,余淼杰(2009)采用引力模型,使用2002-2007年间的行业面板数据考察人民币汇率对于中美双边贸易的影响,发现人民币贬值能够显著地增加中美贸易顺差。
扩展的引力模型、变量和数据
Anderson和van Wincoop(2003)指出,引力理论也许是当今唯一能成功地解释双边贸易额的模型。20世纪七八十年代以后,应用引力模型的实证研究得到了发展。基本引力模型通过被加入一些新的变量而有了扩展性的应用。
引力模型的基本形式是:
(1)
其中,Xij是国家i和国家j之间的贸易流量;Yi和Yj分别为国家i和国家j的GDP;Ni和Nj分别为两国的人口数量;Dij是两国经济中心之间的空间距离;Pij是影响双边贸易的其他因素,例如两国是否结成优惠贸易安排、两国是否边界相邻,是否使用共同语言、进出口相似性指数等变量;Uij是随机误差项。在应用中,人们会对引力模型进行扩展和变形。
上文总结的不同解释性观点揭示了不同的因素对中美贸易不平衡的影响,本章以引力模型为基础,把上述因素考虑进去,对各因素对中美贸易不平衡的影响作定量分析。借鉴贸易引力模型的形式,本文引入进出口相似性指数、美国在华FDI,东亚国家在华FDI、人民币实际汇率等解释变量,建立对贸易流量分析的模型。本文设定计量模型如下:
(2)
(3)
(2) 式和(3)式分别是中国对美国出口和从美国进口的引力模型。其中,EX和IM分别表示中国对美国出口额和从美国进口额,单位为万美元。数据来源于联合国Comtrade数据库中进口国的报告数据,即中国对美国出口额采用美国报告的进口数据,中国从美国进口额采用中国报告的进口数据。一般认为,由于对进口产品征收关税等原因,进口国在贸易统计上较为严谨。同时,采用美国报告的进口数据能够避免因忽略中国内地从香港转口造成的数据不准确问题。
GDPUS是美国的GDP,GDPC是中国的GDP(按1990年不变价格计算),数据来源于IMF2008年世界经济展望,单位为万美元。出口国的GDP越大意味着出口供给能力越强,进口国GDP越大意味着进口吸收能力越强,因此它们的系数都期望为正值。
COSCUS和COSUSC表示中国和美国的进出口相似性指数。前者是以中国作为出口国、美国作为进口国计算的,后者是以美国作为出口国、中国作为进口国计算的。本文采用Cees和Hans(1991)提出的计算两国进出口相似性指数的方法:
其中,i、j、k分别表示出口国、进口国及商品类别 ;Eik为出口国i向世界其他各国出口k类商品的总量;Eik为进口国j从世界其他各国进口k类商品的总量。COS的值位于0至1之间,取值越大,意味着两国进出口相似性越大,双方存在的贸易潜力也就越大。有些现实原因可能会使这种贸易可能性受到影响,例如各种贸易政策和贸易壁垒。本文在(2)式和(3)式中分别加入了COSCUS和COSUSC,二者的计算基于SITC两位数的分类,数据来源于联合国Comtrade数据库,二者的系数β3和α3都期望为正值。
FDIUS是美国在华FDI存量,由各年度FDI流量加总得到,考虑到1986年之前美国在华FDI存量较小,所以起始年度为1986年。数据来自于中经网《中国经济统计数据库》,FDIUS的单位为万美元。根据前文的分析,美国在华FDI会促进中国对美国的出口,因此,β4的符号期望为正值。而美国在华FDI对中国从美国进口的影响是不确定的,所以α4的符号是不确定的。
FDIEA是东亚国家在华FDI存量,由日本、韩国、中国香港、中国台湾和新加坡五个国家或地区各年度FDI流量加总得到,同样,考虑到1986年之前各国在华FDI存量较小,所以起始年度为1986年。数据来自于中经网《中国经济统计数据库》,FDIEA的单位为万美元。东亚国家在华FDI会促进中国对美国的出口,因此,β5的符号期望为正值。而东亚国家在华FDI对中国从美国进口也会起促进作用,所以α5的符号也期望为正值。
汇率水平Exchange为人民币实际有效汇率,数据来源于国际清算银行网站,系数β6期望为正值,α6期望为负值,这是因为人民币贬值有利于中国对美国出口,而不利于中国从美国进口。Ut和εt分别为方程(2)和(3)的随机误差项。方程(2)和(3)使用1986年至2007年的时间序列数据。对于FDIUS、FDIEA、EX和IM,为了消除物价变动的影响,用国际货币基金组织的中国GDP缩减指数进行了处理(1990年为100),然后取对数。对GDPUS和GDPC(已是按不变价格计算的)、Exchange、COSCUS和COSUSC也取对数。
计量模型的检验、结果与分析
(一)计量模型的检验与结果
如果直接将非平稳时间序列进行回归分析,可能会造成伪回归。但如果多个非平稳变量具有协整性,则这些变量可以合成一个平稳的时间序列。这个平稳的时间序列可用来描述原变量间的均衡关系。因此,在进行协整分析前,首先检验序列的平稳性。检验结果表明,各变量在差分前是不平稳序列,经过一阶差分后是平稳序列。在变量时间序列都为一阶单整的基础上,检验它们之间是否存在协整关系。考虑到变量的内生性问题,例如,汇率并不是外生给定的,而是受到双边贸易额的影响,均使用解释变量的滞后一期值作为它们的工具变量。首先用(2)式做如下协整回归并检验各变量是否存在协整关系。
(4)
“***”、“**”和“*”分别表示通过了1%、5%和10%水平的t检验。各变量的符号与我们期望的一致。美国在华FDI的符号虽然为正值,但仅通过10%水平的t检验。其他变量都通过了1%或5%水平的t检验。若上述变量存在协整关系,则(4)式中残差序列ut应具有平稳性。通过进行AEG检验,结果表明(4)式中各变量存在协整关系。
同样,用(3)式做如下协整回归并检验各变量是否存在协整关系。
(5)
人民币汇率符号与期望不一致,这可能是由于加工贸易进口对汇率变动不敏感所致。美国在华FDI的符号为正,这说明美国在华FDI的贸易创造效应要大于贸易替代效应。其他变量的符号与预期一致,并通过了1%或5%水平的t检验。若上述变量存在协整关系,则(5)式中残差序列εt应具有平稳性。AEG检验表明(5)式中各变量也存在协整关系。
(二)稳定性检验
为了确认回归结果的可信性,本文进一步进行了稳健性分析。首先,考虑到1994年人民币汇率并轨,汇率发生了结构性变化,本文使用1994年至2007年的数据重新对方程(4)和方程(5)进行了回归,结果发现除了回归系数略有变化外,各变量仍然保持了原有的符号,并且除了美国在华FDI未通过10%水平的t检验外,其它各变量均通过1%或5%水平的t检验。
另外,考虑到大多数引力模型也把人均GDP变量作为解释变量,本文把中国和美国的人均GDP变量分别用PGDPUS和PGDPC表示(数据来源于IMF2008年世界经济展望,按1990年不变价格计算,单位为万美元),并引入到方程(4)和方程(5)中重新进行了回归检验,结果发现原有变量的系数仍然保持了稳定性,不过中国和美国的人均GDP变量回归系数均为负数,这结果与余淼杰(2009)的发现非常相似。余淼杰(2009)对此的解释是人均GDP变量不是外生的,而是受该国制度所影响的。由于人均GDP变量不具有统计显著性,所以我们不必在意这个结果。
(三)对计量模型结果的分析
本文以方程(4)式和(5)式为依据,对计量模型的结果进行分析:
从两国的GDP看,由(4)式和(5)式可知,美国GDP每增加1%,中国对美国的出口增加0.69%,而中国从美国的进口增加0.67%;中国GDP每增加1%,中国对美国的出口增加1.70%,而中国从美国的进口增加1.47%。因此,美国和中国GDP的增加都有利于扩大中国对美国的贸易顺差。GDP的增加意味着出口供给能力和进口需求能力的提高,与美国相比,中国在一个较低发展水平上的GDP的增加带来出口供给能力和进口需求能力更快的提高。
从进出口相似性指数看,(4)式和(5)式表明进出口相似性指数每增加1%,中国对美国出口增加2.21%,而中国从美国进口增加2.06%。由此可见,随着中美贸易互补程度的提高,中国对美国出口的增加速度要超过中国从美国进口的增加速度。原因是多方面的,主要是贸易政策方面的,比如美国对华高科技产品的出口限制以及中国拥有比美国更为严格的进口限制措施等。
从美国在华FDI看,(4)式表明美国在华FDI每增加1%,中国对美国出口仅增加0.34%;(5)式表明美国在华FDI每增加1%,中国从美国进口增加0.62%。因此,美国在华FDI的增加倾向于减少中美贸易差额。根据美国经济分析局(BEA)的统计数据,美国在华投资企业的销售额中,分别都有超过40%的比例在中国销售或出口到第三国,而只有10%左右返销到美国。因此,美国对华投资大多数属于水平型投资和出口平台投资,这种以占领中国市场和他国市场为主要目的的投资,虽然促进了美国对中国的中间产品出口,但没有使中国对美出口显著地增加。因此,与传统观点相反,美国在华FDI并不是引起中美贸易差额的重要因素,相反,美国在华FDI倾向于减少中美贸易差额。
从东亚国家在华FDI看,(4)式和(5)式表明东亚国家在华FDI每增加1%,中国对美国出口增加0.43%,而中国从美国进口增加0.24%。因此,东亚国家在华FDI倾向于扩大中美贸易差额。东亚国家在华FDI中相当一部分属于出口平台型直接投资,这些企业除了从本国进口部分中间产品外,从美国也进口部分中间产品,最终产品的一部分出口到美国。从总体效应看,东亚国家在华直接投资造成的贸易逆差转移加剧了中美贸易失衡。
从人民币实际汇率看,人民币实际汇率每贬值1%,中国对美国出口增加2.11%,而中国从美国进口增加0.9%。人民币实际贬值提高了中国产品的竞争力,有利于扩大中国对美国的出口。由于中国对外贸易总额中加工贸易占的比重很大,加工贸易出口产品竞争力的提高带来加工贸易进口的增加,所以即使人民币实际贬值1%,中国从美国的进口依然增加0.9%。总体来看,人民币实际汇率维持在一个比较低的水平是中美贸易不平衡的一个重要原因。
结论
本文通过应用扩展的引力模型考察了解释中美贸易不平衡的几种观点的解释能力,得到以下结论:
本文最主要的发现是美国在华直接投资并不是导致中美贸易差额的重要因素。由于美国在华直接投资企业的产品大多数在中国当地市场或第三国市场销售,返销到美国的产品数量很少,同时,美国在华直接投资带动了美国对中国的中间产品出口,所以美国在华直接投资并不是解释中美贸易差额的重要变量,相反,美国在华FDI倾向于减少中美贸易差额。
贸易政策论、产业转移论和人民币汇率论从不同角度解释了中美贸易不平衡的原因。随着中美两国贸易互补程度的提高,中国对美国的出口与从美国的进口并没有同等程度地提高,中美两国的贸易政策,例如,美国对华高科技产品出口的限制政策,是造成这种差异的重要原因。东亚国家在华直接投资带来的贸易逆差转移也加剧了中美之间贸易的失衡。人民币实际贬值对中国对美国出口和从美国进口产生了不平衡的影响,人民币实际贬值扩大了中美贸易的不平衡。
此外,随着中美两国GDP的增长,与美国相比,中国出口供给能力和进口需求能力提高得更快;随着中国GDP的增长,与进口需求能力相比,中国出口供给能力提高更快。中国经济的快速增长带来的出口供给能力和进口需求能力的变化也是导致中美贸易不平衡的一个重要原因。
参考文献:
1.沈国兵.贸易统计差异与中美贸易平衡问题.经济研究,2006(5)
2.杨来科,廖春.美国对华直接投资的贸易效应研究.财贸经济,2006(12)
3.余淼杰.人民币升值有利于降低中美贸易顺差吗―基于引力模型的理论与实证研究.北京大学中国经济研究中心讨论稿系列No.C2009002,2009
4.付强,朱竹颖.美在华直接投资对中美贸易不平衡的影响.国际贸易问题,2008(7)
概述
RECAP棉按照国际棉花贸易惯例是允许进行交易的。因为棉花是自然生长的农产品，棉纤维的品质受各种因素影响（品种、栽培、天气、收摘、加工等）品质必然参差不齐，美国棉花仓库在优先对一致质量等级的棉花组批的同时，也就是我们平时所说的描述棉花（如SM 1-1/8 3.5-4.9 28GPT）和绿卡棉（如21-2-36），有时为了方便和减少调配的劳务成本，会形成一些批次的棉花在指标等级以及长度等方面有跨越上下等级的差别，也有时仓储企业或贸易企业大批量棉花组批成交后尚余留下来的“仓囤统花”，数量一般不大。上述情况为了更客观透明地让客户了解所购美棉的质量全貌，美国棉农合作社或棉商会预先将这些棉花以整数集装箱倍数为单位的棉包形成批次，将农业部已检验的HVI数据做电脑统计，标明各种等级颜色的包数，不同长度、马克隆值、强度的包数，从而形成组批的RECAP绿卡棉花。但从口岸报检资料提供的HVI报告和现场检验发现：到货的RECAP棉花批次，色泽特征（GRADE）：21，22，23，…，51，52，53；杂质（LF）：2，3，…，8；长度（LENGTH）：34，…，38；马克隆值（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；断裂强度（GPT）：25.5，26.4，27，…，30.5，and above；包与包间品质离散系数偏大，且所有RECAP棉提供的是一份平均数据报告。由于RECAP棉概念在市场上出现时间不长，提供的数据又是平均数据；加之报盘价格比较低，有一定的市场诱惑力，迎合一些贸易、生产企业采取40%关税配额通关和寻找价格较低的行为，但隐藏着一定的风险和缺乏相关的法律法规支撑。
分析评估
1.进口贸易企业及纺织企业：企业采购RECAP棉，货物到达目的地或工厂后，一般贸易人员即使检验检测人员一是对RECAP棉表述不明白，如何掌握不清楚，抽样无依据，更谈不上验收；二是面对这样的棉花，纺织企业在工艺按批配棉上遇到新的挑战，一时难以适用；三是与企业提升产品质量，做好做强自我品牌和高端产品，以质取胜、以质占领国际国内纺织市场极不适应。
2.检验检疫部门：针对目前企业签订采购的RECAP棉，依据国检局现行进出口棉花检验检疫操作规程，检验检疫部门不具备对到货的RECAP棉进行包包检验检测的能力。现行进出口棉花检验检疫操作规程对到货棉花规定扦样数按整批数量的10%扦取，针对RECAP棉现场无法保证抽样均等有代表性，况且进口包装（进口包装规定国家尚未制定）在运输过程中常见标牌掉落或不清楚，如采用分等分级分项目进行逐包扦样，耗费大量的人力物力，用HVI检测鉴定工作量之大、现实操作之难可想而知。
3.质量对外索赔：RECAP棉包含各项检测指标，国检局无法依据合同检验检测，检验证书也就无法提供。即使依据供应商提供的HVI数据（有时还不能提供每包的详细数据）进行检测，如何逐包对比？目前中纺条款或中棉协条款也无相关规定，最终导致检验检疫部门对外检验证书无力、索赔无果，质量纠纷难以处理。进口贸易企业或纺织企业只能经济损失自负，真是哑巴吃黄连有苦说不出。
4.质量风险与诚信评估：随着国际国内棉花市场的波动性和存在一定的价差，加之棉花金融属性的体现以及我国进口棉花配额管理规定，今后用RECAP棉贸易方式进口棉花的数量会不断增加，一旦RECAP棉无标准、无规范，势必带来一系列的相关管理和技术层面的问题，如不能尽快解决好这一棉业新课题，将会被不良棉商乘机而为，也会给目前较为健康的棉花市场带来隐患，必将给我国纺织行业带来不可估量的影响，从而大大削弱我国纺织服装行业在国际市场上的质量核心竞争力，不利于我国纺织服装行业的健康发展。
建议
政策决断是艰难而复杂的过程，新兴事物不断出现，我们必须彻底更新观念，消除过去形成的心理定式和惯性思维，转换到多维和深远的角度看待RECAP棉花贸易方式的出现。
1.国家管理层面必须加强制约和规定。按照我国现行棉花标准的相关规定，像RECAP棉在国内市场上是不允许销售的，更是无法进入期货交割和电子撮合的。我国目前存在棉花库存压力巨大，棉花产能过剩的危机，今年国家又不收储，棉农将面临卖棉难的困境，如果还要大量进口棉花，无疑会使矛盾更加激化。采取欧盟、美国、日本等国家和地区针对我国实施的贸易壁垒的措施，能否从国内国际棉花市场考虑，贴近棉花企业和纺织企业需求，预防RECAP棉对国内棉花市场冲击，针对性地在今后棉花贸易活动中，严格限制RECAP棉花进口量。
2.遵循棉花贸易规则，主动作为注重引导。从规范进口棉花秩序和加强进口棉商信用等级评估，遵循WTO国民待遇原则，考虑在允许RECAP棉贸易方式存在的前提下，一是鼓励进口贸易企业对到货后的RECAP棉的按照外商提供的HVI原始数据进行分类堆放、按品质指标重新组批后销售市场；二是指导纺织企业适度适量选择质量数据相对集中（质量指标的离散系数要小）的RECAP棉，适纺一些市场要求不高的产品。
3.加强对RECAP棉知识的宣传与普及。随着信息时代的不断深入和加快，棉花供应链新的贸易方式和手段的不断引进与增多，新的贸易企业不断加入棉花行业以及大量的信息数据涌现，相关培训显得尤为必要与迫切。相关管理部门要通过各种方式和渠道来介绍RECAP棉所包含的含义、技术指标、质量数据以及对应的适纺范围，并在贸易合同中规定相关的理赔方案，维护企业经济利益不受损失。
4.加强进口RECAP棉的审核工作。从进口源头把好RECAP棉的到货质量，每批到货的RECAP棉在通关申报放行时，必须提供由美国农业部出具的FORM R表格。无法提供每包HVI数据的，进口贸易企业或纺织企业有权拒收，以防止个别外商弄虚作假，坑害国内企业经济利益。
为加强跨境资金流动的管理，有效监控企业短期外债，配合出口收结汇联网核查，国家外汇局于2008年7月2日了《关于实行企业货物贸易项下外债登记管理有关问题的通知》，明确对企业出口预收货款和进口延期付款实行登记管理，要求企业从2008年7月14日起，出口预收货款不分时间长短和金额大小，都要进行预收货款网上登记，登记后，在额度范围内可在银行办理结汇或划转手续。2009年6月，外汇局将预收货款和延期付款基础比例调整为30%，允许分局按照企业经营需要核定收付汇比例，允许分局为新成立及其他无收付汇数据企业核定年度收付汇数据。对于贸易信贷资产，2008年10月30日，外汇局出台了《国家外汇管理局关于对企业货物贸易项下对外债权实行登记管理有关问题的通知》，明确将企业货物贸易项下进口预付货款纳入管理。要求企业从2008年11月15日起，企业的进口预付货款，原则上不得超过企业前12个月进口付汇额的10%。汇综发[2009]108号文件又将预付货款基础比例调整为30%，且企业5万美元以下的出口预收货款、进口延期付款和预付货款登记后，不纳入比例限制。
二、现行贸易信贷管理中存在的问题
（一）贸易信贷监管难度较大。目前我国对贸易信贷的管理主要集中在对预收货款、预付货款和延期付汇上。监管难度主要表现：一是真实性审核难度大。一方面，由于贸易隐蔽性高，流动性强，随着我国货物贸易的迅速发展，在一笔收付汇业务中，既有正常贸易收付汇，又有贸易信贷收付汇，不排除将贸易信贷项下的资金往来夹杂进一般贸易项下跨境流出入。另一方面，企业登记的贸易信贷信息的真伪难辩，额度内企业可在银行自行结售汇；额度外到外汇局手工确认，而外汇局审核的企业出口合同、收汇凭证、登记信息等，都属于表面真实性审核的范围，而对贸易双方是否签订虚假合同、是否存在无贸易实质的收汇等信息的审核和监管则属空白，无法从根本上防止无真实贸易背景套利资金的混入。
（二）贸易信贷监管政策法规有待进一步完善。一是政策设计的局限性。贸易信贷监管政策法规部分内容与现行的实际操作管理不衔接，存在管理偏松、有效约束手段不足等问题，对政策的贯彻实施和管理效果会产生一定的影响，从而形成了监管方面的难点。二是政策监督乏力。相当的企业和银行对政策理解认识上存在误区和偏差；贸易信贷业务流程和操作时间冗长复杂，既不利于促进投资贸易便利化，又不利于贸易信贷监管工作的开展；三是政策执行的随意性。受利益驱使和逃避监管的双重作用，银行和贸易信贷企业在执行政策上存在很大的随意性。如企业预收货款额度不足时，银行为其一般贸易项下进行核查结汇，导致企业既逃避了贸易信贷登记，造成贸易信贷数据失真，更为严重的是当企业一旦发生中断出口时，其此前的出口收汇因无额度而无法结汇。
（三）贸易信贷监管系统有待进一步升级。一是数据处理的时滞性。目前贸易信贷登记系统采取的当日登记的预收、预付、延收、延付四个模块的数据,系统当晚23点予以确认,于次日能查询到额度后,企业方可结售汇或划转。额度外的还需人工确认,业务处理时间更长。数据处理的时滞性,加大了企业的财务成本和汇率风险。二是信息共享的片面性。贸易信贷信息管理系统与帐户信息管理系统、金宏系统、出口收汇核报系统、进口付汇监管等系统共享性差，导致企业在贸易信贷系统登记国际收支申报号、信贷进出口报关单号等信息时,其关联性、真实性、准确性不能得到有效核查，弱化了贸易信贷监管效力。另一方面，贸易信贷登记系统中采集的企业前12个月的收付汇数据和出口收汇核报系统、进口付汇监管系统以及金宏系统中采集的数据各不相同，系统给出的企业控制额度和企业根据自身前12个月进出口报送数据计算出的额度差异很大，给交易真实性审核带来一定难度。三是系统功能的缺失性。目前的贸易信贷登记系统以业务审批、简单查询、单一统计统功等功能为主，缺少综合查询、指标预警、监管分析等功能。目前，全国大部分都采用的是福建或江苏分局开发的“贸易信贷数据综合利用系统”，但不同地区外汇管理部门根据各自对贸易信贷管理的理解，有的系统以主体监管为主，有的系统以非现场监管为主，且这些系统都在贸易信贷管理系统体外存在，增加了监管难度。
三、完善贸易信贷管理的政策建议
（一）源头治理，降低高风险贸易信贷管理难度。深化利率市场化改革，降低本外币利差套利空间；控制人民币升值的步伐，降低套汇的空间；稳步推进人民币国际化，锁定进口成本和出口收益，降低企业使用出口提前收款、进口延期付款的方式来规避汇率风险的需求，从源头防范投机资金跨境流出入风险。
