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进口贸易数据优选九篇

时间:2023-06-06 15:37:04

进口贸易数据

进口贸易数据第1篇

有分析认为,从这些数据来看,反映中国的内外需疲弱,而且内需更是差于外需。

按人民币计价,9月份国内的出口按年下降1.1%,跌幅比8月份的6.1%大幅收窄5%;进口则按年下跌17.7%,跌幅比8月份的14.3%扩大3.4%。

中国贸易的进出口负增长已经持续几个月了,9月衰退式贸易顺差扩大到603.4亿美元,为历史上第二高。按人民币计价,当月贸易顺差为3,762亿元人民币,创历史新纪录。

有分析指出,9月份中国进口跌幅扩大,并连续第11个月出现负增长,为2008年国际金融海啸以来持续最长的跌浪,显示中国内需疲弱,经济还在下行。

其实,对于这些进出口数据,市场不要对此太敏感。因为,就当前全球的经济形势来说,进出口贸易数据下降十分正常,不仅中国是这样,国际上其他国家也是如此。

全球经济疲软,中国的进出口贸易要增长快是不可能的。更何况中国的出口形势已经开始好转,应该是可喜的成绩。

最为重要的是,中国的进口之所以会出现持续11个月的负增长,而且这种负增长越来越大,这不仅在于中国的外部需求减弱,或中国内需比以往要少,更在于全球大宗商品的价格快速下跌。以同比计算,哪一项大宗商品的价格不是大幅下跌。

比如石油的价格、矿产品的价格。当这些大宗商品的价格大幅下跌时,即使是进口量增加,进口额大幅下跌也十分正常。比如,石油的价格同比下跌幅度那样大,中国进口额岂能不降低?

如果说,由于大宗商品的价格大幅下跌而导致中国进口额下降,这对中国来说是好事,可以用更少的钱购买更多的东西。何乐而不为?市场根本上就不用想到中国对这些产品的内需在减少。

况且,早几年中国经济过度增长,导致对外部产品的过度需求并由此引起中国不少产品的产能过剩,目前中国经济调整,对这些产品的需求减少也是正常。比如对矿山资源产品就是如此。

还有,中国经济结构的调整、经济战略的转型,早就从以往对外部的经济过度依赖逐渐转向为内在需求的扩张上,从早几年开始,中国GDP的增长已经开始转移到内需上。

如果说,这个目标真的在逐渐实现,这不仅会导致中国经济对外部需求的减弱,也是中国经济真正走出困境的正解。

如果说,中国经济真的走上这条路并导致当前中国进出口贸易增长放缓,市场对这些数据就不用太敏感了。

还有,8月份人民币的贬值,尽管对中国的出口起到作用不会想象的那样大,但肯定会有积极的影响,第三季度出口跌幅在收缩,有此因素。

当前更为重要的是今年以来政府推出了一系列的经济增长之政策,估计会在第四季度显现出来,因此中国内外需求都可能在这过程增加与扩张。

如果这样,中国第四季度的进出口贸易总体情况会比第三季度要好。所以市场根本就不用对此过度担心。特别是不要因此认为中国经济不好人民币将再贬值。

进口贸易数据第2篇

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

进口贸易数据第3篇

关键词:生产贸易;货物贸易;相关性

一、问题的提出及文献综述

随着国际分工的深入发展和世界产业结构的调整升级,生产作为服务业与制造业的粘合剂,其地位越发突出。关于生产贸易的研究也成为国内外学者关注的焦点之一。目前的研究成果主要集中在以下几个方面:

1.生产贸易的重要性研究。Francois(1990)建立了一个生产部门外部专业化的贸易模型,提出各国积极参与生产贸易,有助于各国特别是发展中国家提高国内的专业化水平和融入国际专业化进程。VanMarrewijk(1997)在传统要素禀赋理论的基础上加入服务技术差异和服务密集度差异,研究了生产贸易对最终产品贸易的作用,指出一国生产业发展缓慢或减退最终也会使该国的产品贸易失去优势。Markusen等(2005)则从更加微观的层面研究了一国进行生产贸易的必要性,并指出当一国生产缺乏时可引进国外较先进的服务要素,以弥补国内最终产品由于缺乏相关服务投入所导致的比较劣势。

2.生产贸易与货物贸易的依存关系研究。国内外很多学者大都认为货物贸易与服务贸易之间存在相互依存作用。服务贸易特别是生产贸易的发展源于随着货物贸易扩张所引起的服务需求,是货物贸易核心效用的派生效用(陈宪等,2000)。更多的学者(Robinsonetal.,2002;李静萍,2003;郑吉昌,2003;夏晴,2005;曲风杰,2007)则从服务贸易整体论述两者间的依存关系,指出货物出口对服务出口具有显著的拉动效应,服务贸易为货物贸易的升级和转型创造条件,服务贸易和货物贸易之间存在显著的相关性。胡景岩(2008)则从总量关系上指出货物贸易的增长速度与服务贸易的增长速度呈正相关,且货物贸易和服务贸易的附加值也呈现明显的正相关性。

3.生产贸易与货物贸易的差额替代研究。JamesR.Melvin(1989)从服务贸易整体角度上分析,指出服务贸易顺差的国家必然在货物贸易上存在逆差,这反映了服务部门的比较优势。Jones和Ruane(1990)采用竞争模型考察了货物贸易与服务贸易的关系,认为服务贸易出口增加会减少货物贸易出口。Marrewijk等(1996)则从一般均衡模型分析了两者的关联性,认为在其他条件相同的情况下,存在生产市场的国家将出口生产而进口货物商品。Hoekman和Braga(1997)的研究结果也支持这一观点。国内学者谢康、李赞(2000)根据WTO和IMF的两套1995年前的数据,分别计算出两者间相关系数以及两个定序变项的相关测量法Gamma系数,也得出当时世界贸易中确实存在货物贸易与服务贸易之间互补性的实证结果,但同时也指出,这种服务贸易与货物贸易的互补关系尤其表现在发达国家之间,但在发展中国家并不显著。

以上国内外的研究成果,绝大部分都从国家及以上层面考察货物贸易与生产贸易的关系,而从国内某区域角度来研究相对较少。目前上海经济到了迫切转型的关头,现代服务业作为产业基础是否牢靠,将直接影响上海经济转型的成败。为此本文选择上海生产贸易为研究对象,探讨其与上海货物贸易之间的相关性。

二、生产贸易的分类及数据说明

生产业(ProducerService)是指那些为进一步生产或者最终消费而提供服务的中间投入,一般包括对生产、商务活动和政府管理而非直接为最终消费者提供的服务。关于生产贸易的分类,国内外并没有一个统一的标准,对生产所包括的服务种类的界定十分模糊。中国按照国际货币基金组织(IMF)《国际收支手册》第五版关于国际收支经常项目下服务贸易统计的要求,将服务贸易分为运输、旅游、通讯服务等12大类。研究者依据研究的出发点以及研究目的的不同,对生产贸易界定的种类也有所不同。本文根据生产贸易的定义及《国际收支平衡表》的统计,将运输、金融、保险、通讯、计算机和信息服务、专利权使用费和特许费、咨询、广告宣传作为生产贸易的内容,虽然其中的通讯和保险兼有消费服务的功能,但由于在服务出口中,其消费的数额较少,因此,不对这两项的消费作细分,直接将其与另外6项作为生产业的典型代表,来反映生产贸易的问题。

本文所使用的数据来自于国家外汇管理局历年《中国国际收支平衡表》、国家外汇管理局上海市分局的数据、以及历年的《中国统计年鉴》和《上海统计年鉴》。

三、上海生产贸易与货物贸易的相关性检验

1.上海生产贸易与货物贸易的“差额替代”关系分析。根据2000年~2008年上海生产贸易和货物贸易的数据,笔者绘制出两者进出口差额变化的趋势图。见图1。

从图1上看,在2003年前上海货物贸易逆差不断扩大,但2003年以后,逆差不断缩小,2007年和2008年货物贸易出现了顺差。与此同时,上海生产贸易逆差也经历了从不断扩大到逐渐缩小的趋势,比货物贸易的变化约滞后两年。总体来看,两者间并没有表现出差额替代关系,而是呈现出趋同性。

为了进一步研究两者间的相关性以及上海在全国的水平,笔者分别求出全国和上海货物贸易与生产贸易进出口差额及变动率的相关系数,见表1。

从表1看,全国货物贸易与生产贸易差额和变动率存在负相关关系,这说明随着货物贸易顺差的增大,生产贸易逆差将增大,反映出中国生产贸易业的发展水平还比较低,明显滞后于制造业。

对上海地区而言,上海货物贸易与生产贸易则是正相关关系,这说明上海的生产贸易业的发展水平总体高于全国水平,随着货物贸易顺差的增大,上海生产贸易会逐步有所提高。但两者间的相关系数并不高,上海生产贸易水平仍待提高。

2.上海生产贸易与货物贸易的依存关系分析。

(1)变量的解释及理论依据。根据数据的可获性,将数据的时间序列长度定为2000年~2008年,因为涉及到不同年份的数据,在数据分析前已经用价格指数对各类贸易额都进行了处理,消除了价格变动影响(以2000年为基数)。令SPE、SPI、GE、GI分别代表上海生产贸易出口额和进口额、货物贸易出口额和进口额。考虑到对时间序列数据进行对数化后容易得到平稳序列,而且不改变序列数据的特征,对变量作对数化处理,故本文在实证分析时采用各变量的对数值,分别表示为lnSPE、lnSPI、lnGE、lnGI。

货物贸易进出口,需要部分国内外服务企业的生产。如果国内生产体系具有较强竞争力则有利于推动服务业的出口,反之,则需要依赖于进口,即货物贸易的出口既有可能推动国内生产贸易出口,也有可能促进进口,加剧服务贸易发展的不平衡。因此,我们分别选择上海生产贸易的进口和出口作为被解释变量,以上海货物贸易的进口额和出口额分别作为解释变量,来考察其对生产贸易的影响。

(2)建立模型。通过分别建立散点图,发现变量之间存在线性关系,所以建立以下待检验的回归方程:

其中?茁11、?茁12、?茁13、?茁14为待沽参数,考察每个方程中自变量对因变量影响程度大小,其中下标1代表待估参数序号,上标代表来自不同的方程。对模型进行OLS分析,结果如表2。

根据同样的方法,笔者还就上海生产贸易出口的内部结构分别与货物贸易的进出口额进行OLS分析。这里选取生产贸易的出口额作为被解释变量是考虑到一国的服务出口对象不是单一的,受到国家贸易政策干预和管制的程度相对较轻,而一国的进口状况易受国家的干预和管制的影响较大,完全取决该国的服务贸易政策的自由化程度,扭曲程度高于出口。

lnSPEi=?茁0i+?茁1ilnGE+?着ilnSPEI=?茁0i+?茁1ilnGI+?着i

其中SPEi、SPIi分别代表上海生产某项出口和进口,i=1、2、3、…、8分别代表运输、通讯服务、保险服务、金融服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、咨询、广告宣传。(各数据皆以2000年价格为基数)分别进行OLS分析,最后得到的有效结果如表3。

(3)结果分析。首先,上海货物贸易的进出口对上海生产贸易出口促进作用大于对生产贸易的进口。生产贸易的出口弹性之和2.3925大于进口弹性之和2.2481。因此上海货物贸易进出口的增长将有利于上海缩小生产贸易的逆差。

其次,上海货物贸易的进口对上海生产贸易的贡献大于出口。货物贸易进口对上海生产贸易进出口的弹性之和为2.499,大于货物贸易出口的弹性之和2.140。这其中上海货物进口对上海生产贸易的出口拉动最大,其弹性达到1.2867。

再次,上海货物贸易进出口对生产贸易中的金融服务、咨询、计算机和信息服务、广告宣传的出口影响较大,对通讯服务和保险服务的出口拉动最小。专有权利使用费和特许费的出口与上海货物进出口关系不明显。

四、结论与政策建议

通过数据的分析,我们主要的结论如下:

1.上海生产贸易在与上海货物贸易的关系上存在着依存关系。上海货物贸易的进出口会拉动生产贸易的发展。近几年,上海货物贸易的总额对生产贸易的出口的拉动大于进口,这其中货物贸易的进口对生产贸易出口的贡献要大于货物贸易出口的贡献。

2.上海生产贸易与上海货物贸易之间未出现差额替代关系。全国货物贸易与生产贸易差额和变动率存在负相关关系,即货物贸易顺差越大,生产贸易逆差越大。上海地区并未出现替代关系,而是一种正相关关系,但两者间的相关系数并不高,上海生产贸易水平仍待提高。

进口贸易数据第4篇

关键字 人民币实际有效汇率 加工贸易 一般贸易

一、引言

(一)研究背景

从20世纪80年代以来,我国的进出口贸易方式结构发生了明显的变化。在出口贸易方式结构方面,从以一般贸易为主的贸易结构逐渐演变为加工贸易与一般贸易不相上下,以至加工贸易较多的贸易方式结构。在进口贸易方式结构方面,最鲜明的特点就是加工贸易进口在我国总进口中占的比重不断上升并趋于稳定,以及我国一般贸易进口的不断下降,并在近期逐渐上升和逐步稳定。

图1 我国出口贸易方式结构变迁图

数据来源:《中国统计年鉴》,2009年

图2 我国进口贸易方式变迁图

数据来源:《中国统计年鉴》,2009年

我国进出口贸易方式结构的变化,体现了进出口贸易方式的多样化发展。其中,加工贸易在90年代取得了显著的发展。这不仅与我国的经济发展历程相一致,也是我国对外贸易政策,尤其是汇率管理政策改革和汇率水平调整作用的结果。

(二)相关文献综述

1、国外相关研究

Clark,Ethier(1973)、Hooper和Kohlhagen(1978)、Cushman(1983)等研究的结果表明汇率波动与进出口贸易呈负相关关系;Frankel和Wei Shangjin(1993)运用横截面数据证明了汇率上升抑制了亚洲国家的出口贸易;Sauer和Bohara(2001)发现,汇率波动对发展中国家的出口贸易有很大的负面影响,尤其对于拉美国家更为显著。

另一方面,Assery和Peel(1991)则发现汇率对贸易量有促进作用;Ying Qian和Panos Varangis(1994)研究发现汇率波动与瑞典、英国、荷兰的出口具有正向相关性;Eleanor Doyle(2001)采用GARCH模型、协整与误差修正模型等方法发现,汇率波动对爱尔兰的出口产生积极影响。而Gotur(1985)以及Bailey,Tavlas和Ulan(1987)等额研究结果却显示汇率波动对贸易没有显著影响。

2、国内相关研究

黄锦明(2010)对1995~2009年的季度数据采用Engle-Granger两步法分析了人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的影响,结果显示:在长期内,我国的出口贸易对于汇率水平的变化不敏感;在短期,只有进口贸易和人民币实际有效汇率存在着负相关关系;肖扬、徐晟(2010)对1999年1季度到2007年2季度的数据进行Granger检验和脉冲响应函数与方差分解,得出的结论是:实际有效汇率对宏观经济变量的影响都是长期的,且大多数是反向的。即人民币升值抑制了我国的进出口贸易;何建奎、马红(2012)对1995~2011年的数据进行基于VAR的Johansen协整检验和向量误差修正(VEC)分析,得出:人民币汇率与我国的进出口贸易呈负向相关性,即人民币贬值,进出口贸易增加。

另一方面,吴玉兰(2008)根据1985~2006年的数据,运用协整分析法研究了人民币实际有效汇率对我国加工贸易的影响。结果表明, 人民币升值使得加工贸易进口增加, 出口减少;李建伟和余明(2003)利用1995年1月至2003年6月的季度数据,采用两阶段最小二乘法,对人民币实际有效汇率与进出口贸易进行回归分析,结果显示人民币实际有效汇率是影响中国进出口贸易的重要因素,实际有效汇率下降会刺激出口增加、进口减少。这里特别强调一点,李建伟和余明还讨论了人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和与一般贸易出口、进口的关系。人民币实际有效汇率与加工贸易出口、进口和一般贸易出口、进口存在显著负相关关系。

二、人民币汇率对我国进出口贸易方式影响的实证分析

(一)数据选取

本文选取1992~2008年的实际有效汇率(以2005年为基期)、加工贸易进出口额、一般贸易进出口额,进行具体的实证分析。其中,实际有效汇率来源于IMF的《International Finance Statistics》。因为从2010年开始,统计局没有公布关于我国加工贸易和一般贸易的进出口分类数据,因此本文的加工贸易和一般贸易的进出口数据来源于2009年的《中国统计年鉴》

其中,实际有效汇率表示为REER,加工贸易进口额表示为JIM,加工贸易出口额表示为JEX,一般贸易进口额表示为YIM,一般贸易出口额表示为YEX。

(二)平稳性检验

在对变量进行协整分析之前,需要检验变量的平稳性。只有变量是同阶单整的,才能进行协整分析。本文采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。为了方便研究,并考虑到对各时序数列取对数之后不会改变时序数列的性质和关系,且得到的数据易形成平稳序列。因此,首先对时间序列进行对数处理,然后采用ADF检验方法进行单位根检验。结果表明五个时间序列都是非平稳的,但二阶差分后的序列都是平稳的,即都是I(2)序列。

(三)协整分析

由于五个时间序列均是二阶单整的,故可以进行协整分析。

1、LJEX 和LREER

运用OLS法对LJEX 、LREER的长期均衡方程进行估计,并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列,检验结果如下:

可见,残差项是非平稳序列。因此LJEX 、LREER不存在协整关系。

2、LJIM 和LREER

运用OLS法对LJIM 、LREER的长期均衡方程进行估计,并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列,检验结果如下:

可见,残差项是非平稳序列。因此LJIM 、LREER不存在协整关系。

3、LYEX 和LREER

运用OLS法对LYEX 、LREER的长期均衡方程进行估计,并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列,检验结果如下:

可见,残差项是非平稳序列。因此LYEX 、LREER不存在协整关系。

4、LYIM 和LREER

运用OLS法对LYIM 、LREER的长期均衡方程进行估计,并用ADF法检验其残差项是否为平稳序列,检验结果如下:

可见,残差项是非平稳序列。因此LYIM 、LREER不存在协整关系。

(四) ARMA模型估计

1、LJEX 和LREER

从以上结果中可以看出,实际有效汇率与加工贸易出口、加工贸易进口、一般贸易出口、一般贸易进口存在负相关性,即每当实际有效汇率升高1%时,加工贸易出口下降0.3%,加工贸易进口下降0.68%,一般贸易出口下降0.16%,一般贸易进口下降0.14%。

四、结论

进口贸易数据第5篇

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

进口贸易数据第6篇

银行缺乏代位监管职能,降低了贸易信贷管理的有效性。改革试点下贸易信贷管理政策取消了银行对贸易信贷协同监管的职能。即银行无需再进入监测系统进行相关贸易信贷的审核,通过银行版的监测系统也无法查询企业相关的报告信息,这既加剧银行办理收结汇业务的风险,也降低了企业贸易信贷报告的准确性。

由贸易融资引发的贸易信贷行为加大外汇局的监管难度。如企业因办理90天以上境外代付融资业务,而引发的企业超过90天以上的延期付款是否应报告尚待明确。因为境外代付行实际发生的付汇业务并非真正意义上的延期付汇业务。可见,由贸易融资业务引发的企业贸易信贷行为,必然会虚增部分贸易信贷数据,扰乱贸易信贷秩序。

贸易信贷未实行额度和期限管理,报告金额无上限,企业资金可自由进出。新的贸易信贷管理制度未采用额度和期限管理,致使企业资金可无限制地自由进出。在人民币升值预期强烈的情况下大量资金涌入,企业可无限制地进行100%以上的预收、延付报告;一旦形势出现逆转,企业又可无限制地进行100%以上的预付、延收报告。贸易信贷无期限约束助长了超长期贸易信贷的存在,容易成为境外“热钱”流入的便利渠道,显然不利于外汇局对跨境资金流动的监管。

未制定针对特殊行业的贸易信贷管理办法,不但显失扶优限劣原则,而且增加了外汇局监管工作量。新的贸易信贷管理制度未对如船舶、飞机、大型成套设备等特殊行业实行有针对性的管理,而将其等同于普通行业一并纳入总量核查管理。由于特殊行业的产品、时间周转以及金额等均具有特殊性,贸易信贷指标也常处于超标状态,导致外汇局频繁地对其进行非现场监测指标筛选和现场核查,影响外汇监管效率。同时,将特殊行业等同于普通行业进行管理,无法体现扶优限劣原则,不利于支持实体经济的贸易信贷需求。

缺乏有效的贸易信贷惩处机制,弱化了监管力度。新的贸易信贷管理办法仅明确将报送贸易信贷数据错误率高且严重影响外汇收支与进出口匹配的企业,移交外汇检查部门或将其列为B类企业。对违反贸易信贷管理规定的各种情形,均未明确相关的处罚依据,也没有细化对贸易信贷违规行为的处罚标准,在一定程度上弱化了贸易信贷管理的有效性。

改革试点下提高贸易信贷基础数据质量的思路

为了提高贸易信贷数据的准确性与完整性,增强外汇局对贸易信贷监管的有效性,建议依托外汇金宏系统全面采集贸易信贷登记数据,在此基础上合理设置贸易信贷的期限结构监测指标、综合监测指标和差额监测指标。通过额度管理、期限管理、特殊行业有针对性的管理等手段,结合原有的总量核查、分类管理、现场核查等措施,进行深度监测与多维度分析,进一步提升贸易信贷管理效率。

设想一:实行全口径数据采集,提高数据的准确性与完整性

(一)具体方案。在国际收支申报系统中增设贸易信贷数据的申报功能,实现国际收支申报数据和贸易信贷报告同时生成。监测系统可通过国际收支申报系统采集到全口径的贸易信贷数据,进一步提升贸易信贷非现场监测工作效率。

(二)前提条件。修订现有贸易信贷管理制度,将企业向监测系统报送的预收货款和预付货款数据的时间口径,改为与外汇金宏系统中采集的预收货款、预付货款数据的时间口径保持一致。

(三)实行全口径数据采集的制度优势及面临的挑战

1.利用国际收支申报系统采集全口径数据的优势:

(1)进一步推动贸易便利化。一是由于国际收支申报系统中增设的内容与监测系统中企业贸易信贷报告的内容一致,数据导入监测系统后即可自动生成企业贸易信贷报告,取代了企业通过监测系统报送的贸易信贷报告和到外汇局的现场报告。二是将企业报告贸易信贷前移到国际收支申报时一并处理,企业只要在同一系统进行一次操作,即可同时完成收支申报和贸易信贷报告两项工作,切实减轻了企业负担。

(2)提高贸易信贷数据的准确性和完整性。目前贸易信贷管理数据的获取主要依靠企业通过监测系统自主报告来实现,但如上所述,这一管理制度存在一些弊端,影响了贸易信贷非现场核查的有效性。通过国际收支申报系统采集贸易信贷数据,借助银行在对企业国际收支申报数据进行审核的同时,也完成了对企业贸易信贷相关单证的审核,有助于克服由企业报告随意性所带来的数据不准确性和不完整性。同时,通过国际收支申报系统采集的贸易信贷数据,可在监测系统中自动转化为企业的贸易信贷报告,企业可在导入数据的基础上着手进行核对、修改、删除、补漏等项事宜,进一步提高贸易信贷数据的准确性。

(3)可赋予贸易信贷管理更多的数据支持。鉴于通过国际收支申报系统采集的数据属于全口径数据,外汇局可监测到任意时间段的贸易信贷情况,因此外汇局可在更广的统计范围、更全面的统计数据的基础上,提高贸易信贷外汇管理的有效性。如针对实际收汇与实际出口报关的时间差,可设定按期限统计外汇局可监测到的延期收款在30天、60天、90天、180天等的数据,便于外汇局准确掌握企业贸易信贷的期限结构、规模结构等情况。

2.利用国际收支申报系统采集全口径数据带来的挑战。为了使现有国际收支申报系统涵盖贸易信贷的内容,便于贸易信贷数据的采集,必须在系统中增设相关统计功能,并相应带来国际收支申报内容、法规和各种要素凭证的修改。此外,全口径数据采集也对计算机系统的软、硬件功能提出了更高要求。

设想二:部分口径采集和银行审核与企业贸易信贷报告双向核对制度相结合

(一)部分口径采集是指仍通过国际收支申报系统进行预收货款、预付货款数据的采集,转化为企业的贸易信贷报告。(做法同设想一)

(二)银行审核与企业贸易信贷报告双向核对制度。即银行在审核延期收款和延期付款时,必须审查企业提供的进出口报关单,要求进出口与实际收付款的时间差超过90天的A类企业或超过30天的B类、C类企业,必须提供监测系统打印的贸易信贷报告单。银行或企业如发现报告信息与实际收付款信息不符,企业必须对错误的贸易信贷报告内容进行调整、修改或删除。

(三)部分口径采集和银行审核与企业贸易信贷报告双向核对制度相结合的优缺点。从优点来看,一是与现行法规一致,不必改变现行系统的操作。二是强化银行的代位监管职能,提高企业延收延付报告的准确性、完整性和及时性。通过银行的审核可督促企业及时通过监测系统进行贸易信贷业务的报告,及时发现错误并督促企业进行修改。三是与全口径数据采集的制度相比,双向核对制度从总体上可减轻银企双方工作量。从缺点来看,主要是平添了对企业进出口报关单的审核,即必须多审核企业在监测系统中录入的进出口报关号、金额和进出口日期的准确性。

改革试点下提高贸易信贷管理有效性的建议

(一)进一步完善系统贸易信贷监测统计预警功能。可按贸易信贷债权债务、期限、行业类别、所有制性质、企业规模、境内区域分布、境外国家/地区、货物类别等设置统计指标,对指标异常变化及时预警,并且在系统中增设企业贸易信贷指标监测功能,对贸易信贷报告期限较长(1年以上)且余额较大(100万美元以上)的企业,频繁修改、删除、变更报告内容(特别是收付汇 时间、进出口时间)的,增加系统自动提示功能,防止企业通过自行报告随意删改数据,从而影响贸易信贷监测效率。

(二)对贸易信贷实行分类管理。要在促进贸易便利化的前提下,建立贸易信贷交易主体分类管理机制。对不同类别企业办理贸易信贷业务采取区别对待、择优扶持的原则,引导和激励企业合规守法经营。一是对A类企业只要求实行必要的贸易信贷报告及银行审核操作。二是对B类、C类企业则实行较为严格的贸易信贷管理措施,限定上述两类企业各项贸易信贷发生比例,同时禁止其办理一定期限以上的预收货款、预付货款、延期收汇和延期付汇业务。

(三)实行地区贸易信贷业务规模总量控制,制定防范贸易信贷资金异常流动风险应急预案。要结合国内外经济金融环境变化,适度控制我国贸易信贷业务总体规模。对各地区按贸易信贷预收、预付、延收、延付比照年进出口总量设定一个平均比例,各地区、各企业有义务执行比例管理。当这个总体平均比例被突破时,由外汇局根据跨境资金异常流动情况,及时调整贸易信贷管理方式,并对贸易信贷监测指标阈值进行调整。当外汇收支净流入或净流出较为严重时,缩小债务类或债权类指标的监测阈值,增加B类、C类企业的数量,同时缩减B类、C类企业债权或债务类贸易信贷的比例及期限。

(四)增设“特殊贸易信贷标识企业”标志,对船舶、飞机、大型成套设备进出口等特殊行业贸易信贷实施差别化管理措施。建议在系统中增设“特殊贸易信贷标识企业”,经外汇局审核同意,将上述特殊行业中进出口合同金额超过100万美元、进出口周期达1年以上的企业,纳入“特殊贸易信贷标识企业”管理,不实施总量核查,由外汇局对其实施专项监测,其纳入特殊标识的期限与对应合同项目执行期限一致。上述特殊行业中进出口企业应如实向外汇局申报相关信息,如发现虚假、不实申报等违规情况,外汇局可取消其“特殊贸易信贷标识企业”资格,并将其移交有关部门处理。

进口贸易数据第7篇

【关键词】自由贸易区 贸易效应 引力模型

一、引言

2002年11月,我国与东盟签署《中国――东盟全面经济合作框架协议》,自此中国与东盟正式开启自贸区建设的进程。2004年起“早期收获计划”开始顺利实施,有效促进了区域内农产品的贸易。而对于作为东盟成员国之一的新加坡来说,无论在经济总量还是金融发展或是社会建设方面,新加坡在东盟十国中都处于领先的地位,且经济持续增长。因此,中国与新加坡的贸易往来也必将越发紧密。

2008年10月,中国与新加坡签订自贸区协议,新加坡成为东盟成员国中第一个单独与中国建立双边自由贸易区的国家。经过双方的努力,2000――2015 年中国与新加坡之间进出口贸易总额呈递增趋势,双边贸易额从2000年的331.5亿美元增加到2015年的795亿美元。此外,比较进口和出口的数据可知,虽然中国对新加坡进口总额和出口总额整体上增长,但出口总额的增幅显著高于进口总额,表明中国对新加坡进出口贸易顺差进一步扩大的现象。

在进出口结构方面,莫瑶(2016)指出双边贸易以工业制成品为主,初级产成品比重较低。中国从新加坡进口的货物中,初级产品的进口额出现负增长现象,而工业制成品的进口额大体保持着正增长趋势,工业制成品总额不断扩大。从中国对新加坡出口货物结构来看,中国对新加坡出口的初级产品总额和工业制成品总额均呈增长趋势,且工业制成品的出口额远高于对初级产品的出口额。

中新自由贸易协定在中国――东盟自贸区的基础上,进一步加快了双边减税的进程,加强了两国在货物、服务贸易等领域的经贸合作关系。中新两国双边自由贸易区的建立预示着中国与新加坡的经济合作展开了新的局面。在中国与新加坡双边贸易规模迅猛增长的态势下,中国和新加坡之间的贸易合作关系也发生显著变化。分析中国――新加坡自由贸易区的建立对两国贸易产生的影响,并探讨成功的经验,有利于为正在进行中的自由贸易区建设提供借鉴,为如何更好地运用自由贸易区的优势发展贸易提供建议,促进我国经济的发展。

通过阅读文献可以发现,学者们对中国――东盟自由贸易区经济效应的研究内容较为丰富,而针对运用引力模型来分析中国――新加坡自由贸易区经济效应的研究则不够全面。本文运用扩展的引力模型,分析中国――新加坡自由贸易区建立的贸易创造效应以及对比其贸易转移效应对我国从东盟国家和从其他贸易伙伴的进口产生的影响。

二、文献综述

关于中国――新加坡自由贸易区的贸易效应国内已有一些研究成果。项义军,厉佳佳(2014)指出中国――新加坡自贸区的建立,促使两国之间的贸易规模不断扩大,两国根据自身优势重新分配生产要素,优化资源配置。而随着两国贸易合作深化,贸易额也将会再达到高峰。此外,从长远的角度来看中新贸易的合作,贸易创造效应会占据主导地位。于翱翔(2015)指出,中国与新加坡双边贸易额的增长会对中国国内生产总值产生积极影响,它们之间的均衡关系是长期且稳定的。中国――新加坡自由贸易区成立后所带来的两国双边贸易的快速增长,将会刺激中国国内生产总值的提高。

关于基于引力模型的中国――新加坡自贸区贸易效应的研究:林琳,李怀琪(2015)从贸易创造效应和贸易转移效应两方面对中国――新加坡自贸区建立后的贸易效应进行实证检验。包含的变量有各国GDP、距离变量、两个贸易区的时间虚拟变量,运用混合效应的引力模型,得出中国――新加坡自贸区的成立对非成员国的贸易转移效应相对较小,中国――新加坡自贸区的贸易效应以贸易创造效应为主的结论。俞雷(2013)考察了2008年至2011年的数据,比较了中国――新加坡自由贸易区的建立对中国向新加坡的出口额和中国从新加坡的进口额的影响。选取其他九个主要贸易伙伴进行对比分析,得出中国――新加坡自由贸易区的建立促进了中国同新加坡的进出口贸易,即存在贸易创造效应,而对中国出口新加坡的促进作用在减弱。因此,新加坡是建立自由贸易区的受益者。成利沙(2012)除传统变量以外,还加入了利率、开放度水平、汇率、金融危C等变量,运用1995年第一季度至2011年第四季度的数据,得出中国与东盟自由贸易区以及中国与新加坡自由贸易区的建立促进了中新两国的双边贸易,两个自由贸易区所产生的贸易创造效应大于贸易转移效应的结论。

通过阅读文献,本文发现已有研究的不足:1.数据大多用的2012年及以前的数据,需要数据更新;2. 没有进行贸易转移效应在不同区域的差别比较。本文在已有优秀研究的基础上,一方面更新了数据,另一方面对比了中国――新加坡自由贸易区对于东盟成员国与对其他主要贸易伙伴的贸易转移效应,弥补了贸易转移效应对比的分析,希望能为更好地发展自贸区提供政策建议。

三、理论模型

贸易引力模型是度量贸易流量和估算贸易潜力的重要方法,是国际贸易理论的重要组成部分。已经有许多研究运用引力模型来研究自由贸易区产生的贸易效应。贸易引力模型的理念最初来源于物理学领域著名的理论万有引力定律,它是指任意两物体之间的相互引力与质量成正比,与距离正反比。最早将引力模型运用到国际贸易领域的是Tinbergen和Poyhonen。陈雯(2002)指出在1962年的一次演讲中,Tinbergen第一次提出要运用引力模型来研究双边贸易流量。而Poyhonen从1963年开始在德国用引力模型来解释国家间贸易流量的问题,他们的研究有一个共同点,那就是研究的核心都是考察经济规模和距离对世界贸易流向与贸易流量的影响。他们指出,两国双边贸易量的规模与两国的经济总量成正比,与两国之间的距离成反比。引力模型的基本形式如下:

Xij=GSi MjΦij

其中,Xij表示 i国到j国的出口价值,Mj表示j 国所有的特定因素,表征进口国的总需求,Si表示i国所有的特定因素,表征出口国总供给愿望。G表示与i和j无关的变量,例如世界自由化程度,Φij表示出口国i进入j国市场的难易程度,通常用两国首都或经济中心之间的距离或语言等变量来表示。

在研究中,通常将基本形式转化为对数线性形式,如:

lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij

其中,Xij: i国对j国的出口值,Yk(k=ij):k国的国民生产总值,Dij:i国与j国间的距离,Pij:区域经济一体化形成的虚拟变量,εij:模型误差。

在引力模型后续的发展中,这一模型被学者们添加了更多的解释变量,如人均收入、汇率、是否拥有共同语言或文化等等。

本文用中国向贸易伙伴的出口额与进口额作为被解释变量,中国与贸易伙伴的GDP、距离、人口乘积、中国――东盟自贸区时间虚拟变量、中国――新加坡自贸区时间虚拟变量作为解释变量。根据经验和经济原理,中国的GDP规模对于中国的进口额有正向影响,贸易伙伴的GDP规模对中国的出口额有正向影响,两国之间的距离对进出口额有负影响。人口乘积对于进口贸易额有两方面的作用,一方面人口数量越大,总需求越大。两一方面,人口越多,人均收入越少,人均需求越小,因此人口乘积对进口贸易额的作用方向不确定。而对于出口贸易额,匡增杰(2015)认为人口变量对出口贸易具有两方面的作用:一方面,随着人口增加,国内分工深化,产品总量增加,这将会增加国内产品的出口。另一方面,人口增加会导致国内产品需求增加,减少国内产品出口。中国――东盟自贸区、中国――新加坡自贸区建立的时间虚拟变量对于中国的贸易额预计有正的贸易创造效应和对其他国家负的贸易转移效应。

四、经验分析

(一)模型设定与检验

1、贸易创造效应

贸易创造效应是将贸易从低效率生产的本国生产者转移至高效率生产的区域性贸易协定成员国。本文考察中国――新加坡自贸区的建立对中国与新加坡之间的贸易额的影响,分别从出口与进口两个方面来考察。描述经济总量的变量一般有GDP、人均GDP等,考虑到如果加入过多变量可能导致多重共线性,所以本文只包括了中国与新加坡的GDP来描述各自的总需求和总供给。由于只有一个国家,所以不包含距离变量。模型构建如下:

线性化的进口贸易引力模型:

lnEXt=α0 +α1lnCGDPt+ α2lnSGDPt +α3P1t + α4P2t+α5lcpop_lspopt +εt(1)

t=2000,2001…..2015 α0,……α4 为系数,εt 为随机误差项。

线性化的出口贸易引力模型:

lnIMt=β0+β1lnCGDPt +β2lnSGDPt + β3P1t + β4P2t +β5lncpop_popt+μt(2)

t=2000,2001…..2015 β0,……β4 为系数,μt 为随机误差项。

其中EX、IM分别为中国从新加坡的出口和进口额,CGDP表示中国以现价美元计算的GDP总量,SGDP表示新加坡以现价美元计算的GDP总量。P2是虚拟变量,由于新加坡槎盟成员国,所以用P2表示中国――东盟“早期收获计划”在2004年的开始,2004年以前P2为0,2004年以后为1。P1也是虚拟变量,表示中国――新加坡自由贸易区的建立,2008年10月该自由贸易区建立,所以P1在2009年以前是0,在2009以后是1。

(1)平稳性检验

(2)多重共线性检验

Variable | VIF 1/VIF

----------+----------------------

ddlCGDP | 2.32 0.431207

ddlGDP | 1.92 0.520615

ddlcpop_pop | 1.44 0.695301

P1 | 1.30 0.768397

----------+----------------------

Mean VIF | 1.74

VIF检验表示不存在多重共线性。

(3)序列相关检验

经过序列相关检验,当被解释变量是ddlEX时,拒绝原假设,存在序列相关,需要修正序列相关;当解释变量为dlIM时,不能拒绝原假设,不需修正序列相关。

2、对于东盟国家的贸易转移效应和对于其他重要贸易伙伴的贸易转移效应

贸易转移是指在形成自由贸易区后,一国减少从生产成本较低的非成员国的进口,转而向生产成本比较高的成员国进口。本文研究的是中国――新加坡自由贸易区的贸易转移效应,所以考察的是中国――新加坡自由贸易区建立对中国从非成员国进口的影响,不涉及中国对非成员国出口的影响。根据此思路,在引力模型中,可以用虚拟变量P1来度量自由贸易区的建立对从非成员国进口所产生的影响,即贸易转移效应。为了对比中国――新加坡自贸区的建立对于东盟成员的贸易转移效应与对其他主要的贸易伙伴的贸易转移效应是否存在差异,本文选取除新加坡以外的9个东盟成员:马来西亚、印度尼西亚、柬埔寨、老挝、泰国、越南、缅甸、菲律宾、文莱,以及日本、韩国、德国、美国、俄罗斯、巴西、加拿大、英国、澳大利亚、印度这十个中国较大的贸易伙伴国作为对比分析。

模型为:

lnIMit = β0 +β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit +β5P1t+β6lndisi+εit(3)

t=2000,2001…..2015 β0,……β4 为系数,μt 为随机误差项。

在分析中,本文采用2000-2015年的面板数据,面板数据的优势在于涵盖更多的横截面数据和时间序列数据,规避单一数据类型的时间和个体差异,增加模型拟合的效果和准确性。

(1)平稳性ADF检验

(2)随机效应与固定效应检验

蒋冠(2015)指出面板数据模型的回归方法通常可以分为混合效应、固定效应和随机效应三类。混合方法是指不加区分地对任何个体和截面采用混合最小二乘法估计参数。固定效应方法适用于系数效应方向一致、大小相似的情况,细分为个体固定、时点固定和个体时点双固定效应模型。随机效应方法是指将原来固定的系数作为随机变量进行回归。通过检验,本文模型中的随机效应显著,且通过Hausman检验,无法拒绝原假设,故选择随机效应模型。

(二)数据描述

引力模型变量说明、数据来源及系数预期

描述统计量

(三)经验结果分析

1、贸易创造效应

这里采用2000―2015年中新双边贸易与经济数据,运用Stata12计量软件检验中国――新加坡自贸区的贸易创造效应。得到如下结果:

在进口模型中,R2为0.67,表明拟合优度较好。虚拟变量P2前的系数为正,表明“早期收获计划”对中国从新加坡的进口有促进作用,与预期一致,但显著性并不高。而虚拟变量P1前的系数为负,且不显著,但这并不能说明中国――新加坡自由贸易区的建立对中国从新加坡的进口有负的影响,因为林琳,李怀琪(2015)认为 2008年正值全球性金融危机爆发,而新加坡作为主要的贸易型国家,受金融危机的影响比较大,弱化了对于进口的促进作用。此外,中国的ddlGDP在7.5%的显著性水平下显著,说明中国从新加坡的进口与中国的GDP规模即总需求有着较大关系,与经济理论相一致。由于人口的增长对进口的影响有两方面的影响,一是人口增长带来总需求的增长,进口需求会增加,二是人口的增L导致人均收入的下降,人均需求下降。在本文的进口模型中,人口乘积前的系数为负,且在5%的显著性水平上显著,与我们预期相反。

在出口模型中,R2为0.7,拟合效果较好。虚拟变量P1前的系数为正,且在5%的显著性水平下显著,说明中国――新加坡自由贸易区的建立具有出口贸易创造效应。此外,新加坡的ddlSGDP在1%的显著性水平下显著,说明中国向新加坡的出口额与新加坡的GDP规模有着密切关系,与经济理论相符。

将虚拟变量P1与P2前的系数相比,发现中国――新加坡自由贸易区的贸易创造效应相比中国――东盟自由贸易区较大。由于中国――新加坡与中国――东盟相比,所涉及的贸易范围更广,关税减让力度更大,因此中新两国的经贸合作进一步得到了加深。但二者的系数的都较小,说明贸易的创造效应并没有完全发挥。

2、贸易转移效应

进口贸易数据第8篇

【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%。

进口贸易数据第9篇

关键词:双边贸易 南非 比较优势

自1998年1月1日中华人民共和国与南非两国正式建交以来,两国关系发展顺利并不断巩固和加强,南非现在是中国在非洲的第一大贸易伙伴。同为金砖国家的南非在非洲大陆的影响力举足轻重,现在中国正与南部非洲同盟谈判建立自由贸易区,进程比较缓慢,而南非作为非洲唯一的发达国家,是南部非洲关税同盟(SACU)组织内部的“巨无霸”,它的观点和看法对其他SACU成员国具有很大的影响。因此,加强中南两国之间的经贸关系具有十分重要的战略意义。中国与南非双边贸易总额逐年增长,其进口额从2001年的1173201千美元到2010年的14833590千美元,短短10年间翻了12倍多;出口额也从2001年的10.49亿美元到2010年的108.08千美元,翻了10多倍。这说明中国在近10年与南非的经济关系越来越密切,但是,与中国与世界的贸易总额相比,其比重还是很小的。南非的产业结构属于资源型经济,而对于正处于高速发展、对各种资源需求量大的中国来说,与南非的贸易也是非常重要的。因此,中南两国产业结构的差异性,为中南双边贸易奠定了一个坚实的基础。

数据来源:根据省略/ 网站的相关数据计算而成。

一、理论基础

(一)数据来源和产品分类

本文主要使用4种分析方法,即进出口比率分析法、产业内贸易指数分析法、显示性比较指数分析法和贸易结合指数分析法。分析中所使用数据全部来自省略/网站。本文采用的产品分类制度是HS(协调商品名称和编码体系)。

(二)分析方法

1.产业内贸易指数

产业内贸易指数(Index of Intra-industry Trade,简称IIT)衡量产业内贸易水平的指标。产业内贸易是指一国同时进口和出口同类产品的现象,双边产业内贸易指数表明在两国在某一类产品的产业内贸易水平。其计算公式为:

T=1-|X-M|/(X+M) (1)

X和M分别表示某一特定产业或某一类商品的出口额和进口额,并且对X-M取绝对值。若T=0 无产业内贸易 ;0

2.显示性比较优势指数

巴拉萨(Balassa,1965)提出了显示性比较优势指数(Revealed Comparative Advantage,简称RCA)。RCA是指一个国家某种商品出口额占其出口总值的份额与世界出口总额中该类商品出口额所占份额的比率,用公式表示为:

RCAij=(Xij/Xtj)÷(XiW/XtW ) (2)

其中,Xij表示国家j出口产品i的出口值,Xtj表示国家j的总出口值;XiW表示世界出口产品i的出口值,XtW表示世界总出口值。一般而言,RCA 值接近1,表示中性的相对比较利益,无所谓相对优势或劣势可言;RCA值大于1,表示该国的此产品在国际市场上具有比较优势,具有一定的国际竞争力;RCA值小于1,则表示在国际市场上不具有比较优势,国际竞争力相对较弱。

3.贸易结合度指数

贸易结合度指数由经济学家布朗(A.J.Brown,1947)提出,后经过小岛清(1958)等人的研究得到了完善,并明确了其统计学和经济学上的意义。贸易结合度是指一国对某一贸易伙伴国的出口占该国出口总额的比重,与该贸易伙伴国进口总额占世界进口总额的比重之比。贸易结合度指数的计算公式如下:

TCDij=(Xij/ Xi)/(Mj/ Mw)(3)

式中,TCDij表示i国对j国的贸易结合度,Xij表示i国对j国的出口额,Xi表示i国出口总额;Mj表示j国进口总额;Mw表示世界进口总额。如果TCDij >1,表明a, b两国在贸易方面的联系紧密;如果TCDij

二、实证研究

(一)中国与南非双边贸易商品结构分析

2001―2010年,中国与南非的双边贸易产品结构没有多大变化,主要集中在矿产品,机电产品,贱金属,纺织品及原料等一些原料、矿石、低附加值、低技术含量的制成品等。

从进出口构成看,双方的进出口构成变化也不是很大,中国主要向南非出口一些机电产品、纺织品等低附加值或技术含量的制成品和少量高新产品,如核反应堆、锅炉、机械器具及零件等,进口一些原材料,资源类产品,如矿产品、贵金属等。

从2001―2010年这10年的比较来看,中国与南非无论是在资源密集型产品,还是劳动密集型还是技术密集型产品上贸易额都有大幅增长,这也说明了中南两国双边贸易的增长,且进出口增速趋于均衡,扭转了此前出口增长较快、进口增长较慢的局面。

(二)双边贸易指数分析

1.产业内贸易指数

根据公式(1),我们得出了2001―2010年间中国与南非双边贸易的产业内贸易指数(见表2)。

数据来源:根据省略/网站的相关数据计算而成。

表2数据表明:(1)中南两国双边贸易的产业内贸易指数不是特别高,总体上小于0.5,因此两国相同行业间的产品差异性较大,产业间贸易明显,总体上互补性大于竞争性。(2)从表中数据可以得出,中南产业内贸易指数最高的是纤维素浆、纸张、皮革制品和箱包、食品、饮料、烟草等,都大于0.5,这说明两国在这些产品和行业上竞争性比较强。而矿产品、贵金属及制品,纺织品,机电产品、光学、钟表、医疗设备,产业内贸易指数相当的低,远远低于0.5,有的甚至接近于0。产业内贸易不明显,主要是产业间的贸易,因此,这些产业两国贸易竞争性比较小,而贸易互补性很强。(3)从上表可以看出,中国与南非的双边贸易主要集中在一些矿产、资源类初级产品及一些较低档的工业品。资源矿产类、光学、钟表、医疗设备类及机电产品则主要是产业间贸易,双方互补性较强,南非主要是在资源矿产产品上占据优势,中国则主要在光学、钟表、医疗设备类及机电产品这样的高新技术产品上占据优势。这主要是由双方的国情,资源优势等决定的。南非本来就是一个矿产丰富的国家,而中国相对来说,矿产资源还是相对贫乏的,加上这几年则着重发展科技,出口商品在制成品上有了很大突破。而对于一些原料产品、纸张、技术含量的产品则是以产业内贸易为主。

2.显性比较优势指数

根据公式(2),我们得出了中国与南非的显示性比较指数(见表3)。

数据来源:根据省略/网站的相关数据计算而成。

从计算结果中可以看出,塑料及其制品的RCA指数从2001―2010年都小于1,说明在国际市场上不具有比较优势,但是自 2003年开始逐渐升高,说明在该产品类别中,中国的国际竞争力正在提升。针织或钩编的服装及衣着附件,每年则远远大于1,竞争优势非常明显,笔者认为这与它是劳动密集型产业有很大关系。由于受到金融危机的影响,2008年RCA突然明显减小,但仍有优势,经过几年的恢复,优势在一定程度上开始恢复。钢铁制品RCA指数徘徊在1.7左右,振幅不大, 说明该类产品在国际市场上具有比较优势,具有一定的国际竞争力,并且竞争优势较稳定,但没有突破。电气、电子设备的RCA总是在1-1.7之间,利益趋于中性,竞争优势微弱。家具、寝具、灯具、活动房的数据大于1 ,且有逐年递增的趋势,在国际中的优势越来越显著。

3.贸易结合度指数

由公式(3)我们可以得出2001―2010年中国与南非的贸易结合度指数,如表4所示。

表4 2001-2010年中国与南非贸易结合度指数

数据来源:根据省略/相关数据计算而成。

由表4我们可以看出,中南两国的贸易结合度指数非常的低,这说明中国与南非两国在贸易方面联系非常松散。但是我们也可以发现,两国的贸易及合度指数总体上呈上升趋势,这说明两国的贸易关系虽然不是很紧密,但是正在变得越来越密切,两国的贸易空间还很大。

三、结论及对策建议

总体而言,中国与南非双边贸易近10年有了很大的提高,但主要集中在矿产品、贵金属等资源类产品及纺织品、机电等低技术含量、低附加值的产品上,贸易结构还集中在比较低端产品上,这主要是由两国国情和国际分工决定的。南非虽然是发达国家,但是靠国内资源致富的,素有“矿产波斯湾”之称,制造业也是其支柱产业之一,但还不是特别成熟。中国则是制造业大国,世界工厂,但是高科技技术还比较落后,有待进步。中国在两国贸易中在纺织品、光学、钟表、医疗设备类及机电产品等制造业产品上处于比较优势,而南非则在矿产品、贵金属及制品等资源类产品上具有比较优势,而对于一些原料产品,纸张,较低技术含量的产品则具有较高的竞争性。因此,有必要采取以下措施促进中国与南非的双边贸易。

(一)根据比较优势指数分析,在中南贸易中,中国在纺织品、光学、钟表、医疗设备类及机电产品等低附加值的产品上处于比较优势,南非则在矿产品、贵金属及制品等资源类产品上具有比较优势,而对于一些原料产品,较低技术含量的产品则具有较高的竞争性。可以发现:中南两国贸易结构还是比较低端,主要集中在一些低附加值、低技术含量的产品上,因此,两国在发挥各自优势的同时,应该注重贸易产品的多样化,也要积极发展科技,努力实现双方高端产品的贸易,实现双边贸易的多样化和多元化。

(二)根据产业内贸易指数的分析,我们可以得出中南两国的产业间贸易要多于产业内贸易。因此,对于存在互补性的产品,中国可以扩大对南非出口中国具有一定比较优势的产品,而同时南非应进口需求增长较快的产品来缓解某些产品出口过度集中的局面,南非也可以向中国出口优势产品,进一步开发双方市场,实现市场多元化的全球化战略。同时,我们应该加强双边贸易,提高双方的产业内贸易水平。

(三)加快中国与南部非洲关税同盟自贸区的建立。两国经贸关系的加强,主要取决于两国政府或地区发展理念的统一,政府企业间的合作,对两国双边贸易也起到不可忽视的作用。因此,在发展中南两国的双边贸易中,双方可以建立关税同盟。现在,中国正在与南部非洲谈建立中国与南部非洲关税同盟,而这个关税同盟的建立,将对两国的贸易发展产生重大的促进作用,两国政府应该极力促进中国与南部非洲关税同盟的建立,促进中南双边贸易的健康发展。

参考文献:

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