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進口貿易數據范文1
貿易偽報下的資本外逃是一種隱蔽的非法行為，其規模難以直接測算。由于貿易偽報下的資本外逃是造成中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的重要原因，因此可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值入手，通過分析主要的可觀測因素，進而間接測算出貿易偽報下資本外逃的規模。
(一)中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值
根據國際收支平衡表的編制原理和國際收支賬戶分析方法，中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值主要受以下5個因素的影響。
1．貿易雙方的統計口徑和方法不同。
統計口徑和方法不同，如統計轄區不同、運輸時滯不同以及再出口內涵不同①等，都會造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異。但由于統計口徑和方法不同所產生的影響會相互抵消，其對雙方貿易數據統計差異值的綜合影響是有限的。
2．到岸價與離岸價的差別。
世界各國海關和統計機構通常以到岸價(CIF，貨物價值包括從裝運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算進口貨物價值，同時以離岸價(FOB，貨物價值不包括從轉運港至目的地港的運費和保險費)記錄和計算出口貨物價值。到岸價與離岸價之差主要由出口國(原產國)運送貨物到進口國(目的國)的保險費和運輸費構成，大概為離岸價的10%。
3．轉口貿易及其增加值。
中國經轉口國或地區轉運到貿易伙伴的貨物價值通常高于轉口國或地區直接從中國進口時的貨物價值，這是因為轉運商為追逐利潤而抬高了貨物價格。這部分增加值沒有計入中國的出口統計數據，但被計入了貿易伙伴的進口統計數據。
4．加工貿易增加值和走私。
加工貿易商品在出口后可能被中間商購買，經中間商再轉賣給貿易伙伴，中間商為追逐利潤的加價行為會使貿易伙伴的進口報關價格高于加工貿易商品的出口報關價格。由于沒有足夠信息用于判斷被中間商購買和轉賣的貨物價值，因此很難量化中間商加價行為對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。同時，貨物走私逃避了海關監管，這也會造成進出口雙方貿易數據統計的差異，如走私的貨物價值未記錄在出口國的出口賬戶，卻記錄在進口國的進口賬戶上。
5．貿易偽報。
貿易偽報是不法分子故意在進出口的貨物價值上弄虛作假，以達到掩蓋非法資本流出或流入的目的。貿易偽報可分為出口偽報和進口偽報。出口偽報，即出口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括出口低報和出口高報。出口低報是由出口商開出低于出口貨物實際價值的發票，進口商將發票金額與實際貨物價值的差額存入出口商在國外的賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;出口高報是出口商以高于出口貨物實際價值的發票向本國海關申報，其目的是繞過資本項目監管，使國外資本非法流入國內。進口偽報，即進口商利用與貿易貨物實際價值不符的報關單證進行貿易活動，包括進口高報和進口低報。進口高報是國外供貨商開出高于進口貨物實際價值的發票，國內進口商向貨幣當局申請的用匯高于實際用匯，其差額就存入了進口商的國外賬戶，其目的是騙取外匯，躲避監管，將資本抽逃到海外;進口低報是指進口商向海關申報的進口貨物價值低于實際貨物價值，使本應匯至境外的貿易結算資金滯留國內，其目的是繞過資本項目管制，使國外資本非法流入國內。上述5個因素是造成中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異的主要原因。統計口徑和方法不同以及加工貿易增加值和走私的影響雖然難以測算，但這些因素所產生的影響會彼此抵消，其綜合影響有限，甚至可以忽略不計。到岸價和離岸價的差別可按照國際慣例將其換算成統一的計價方式。轉口貿易及其增加值的影響也可根據中國與轉口國或地區的轉口貿易數據進行估計。貿易偽報是一種隱蔽的非法行為，其影響很難直接測算，但可以從中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值中剔除主要的可觀測因素后進行間接測算。值得注意的是，貿易偽報下會同時產生資本外逃和資本非法流入。出于研究目的，本文剔除資本非法流入的影響，以出口低報導致的資本外逃與進口高報導致的資本外逃之和，對貿易偽報下資本外逃的規模進行測算。
(二)貿易偽報下資本外逃規模的測算模型
基于以上分析，在對中國與貿易伙伴進出口貿易數據，特別是轉口貿易數據進行CIF/FOB轉換①和相應調整后，先計算出中國與貿易伙伴的貿易數據統計差異值;然后再從統計差異值中剔除資本非法流入的影響，就能計算出中國出口低報導致的資本外逃和進口高報導致的資本外逃，兩者之和即為貿易偽報下資本外逃的規模測算值。1．出口低報導致的資本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit為中國與貿易伙伴i在t年出口項下的貿易數據統計差異值;PIit為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;Ci為貿易伙伴i與中國進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(2)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔVit為中國在t年經轉口國或地區轉出口到貿易伙伴i的轉口貿易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)為貿易伙伴i在t年從中國進口的貨物價值;DEit為中國在t年對貿易伙伴i出口的貨物價值。式(1)中，MEit＞0，說明中國不法分子低報出口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國出口低報導致資本外逃的規模測算值;MEit＜0，說明中國不法分子高報出口貨物價值，其加總就是一定時期內中國出口高報導致資本非法流入的規模測算值;MEit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國出口低報導致資本外逃的規模測算值為：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．進口高報導致的資本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit為中國與貿易伙伴i在t年進口項下的貿易數據統計差異值;DIit為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;Ci為中國與貿易伙伴i進行貿易的到岸價與離岸價轉換系數(CIF/FOB)，經過轉換，雙邊的貿易統計數據都調整為以離岸價計算的貿易統計數據;ΔV''''it為貿易伙伴i在t年經轉口國或地區轉出口到中國的轉口貿易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)為中國在t年從貿易伙伴i進口的貨物價值;PEit為貿易伙伴i在t年對中國出口的貨物價值。式(3)中，MIit＞0，說明中國不法分子高報進口貨物價值，其加總就是一定時期內(i=1，2，3，…，n)中國進口高報導致資本外逃的規模測算值;MIit＜0，說明中國不法分子低報進口貨物價值，其加總就是一定時期內中國進口低報導致資本非法流入的規模測算值;MIit=0，說明沒有出現貿易偽報行為。因此，中國進口高報導致資本外逃的規模測算值為:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)綜上，中國貿易偽報下資本外逃規模的測算值(TCF)等于出口低報導致資本外逃的規模測算值(CFE)加上進口高報導致資本外逃的規模測算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、樣本選擇與處理
在具體測算中國貿易偽報下資本外逃的規模時，需要對理論模型中的相關變量及其樣本數據進行選擇和處理，以提高所做測算的合理性和精確度。
1．樣本期為2001—2011年。
2001年加入世界貿易組織后，中國實行了一系列關稅減讓措施，相繼落實了各項改革承諾，中國與海外國家或地區的貿易往來日益頻繁，這為貿易偽報下資本外逃提供了較多的渠道和機會。從樣本數據的可得性和質量考慮，2001—2011年的樣本數據是由加入世界貿易組織后國內外一些權威統計機構提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度樣本數據是齊備的。因此，本文選取2001—2011年作為樣本期，樣本數據為年度數據。
2．以香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方。
香港是著名國際自由港。一方面，中國內地是香港轉口貨物最重要的來源地，2001—2011年香港轉口貨物中，原產地為中國內地的貨物價值為19541億美元，占轉口貨物價值的62%;中國內地也是香港轉口貨物的重要目的地，同時期香港轉口貨物中，轉口目的地為中國內地的貨物價值為15219億美元，占轉口貨物價值的48%。另一方面，香港統計和公布的轉口貿易數據比較詳實，包括中國轉口到貿易伙伴的貿易數據和貿易伙伴轉口到中國的貿易數據。可以認為，選擇香港作為中國與貿易伙伴轉口貿易的第三方較為合理。
3．對轉口貿易樣本數據的處理。
為消除香港轉口貿易對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響，就需要知道香港轉口貿易具體的轉口目的地。因為現有樣本數據只包含中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的整體貨物價值，以及貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的整體貨物價值，并沒有細分到具體國家或地區的轉口貨物價值，所以本文首先計算中國內地通過香港轉口到貿易伙伴的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔVit)和貿易伙伴通過香港轉口到中國內地的總轉口貿易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后將它們從中國與貿易伙伴貿易數據統計的總體差異值中扣除，以消除轉口貿易及其增加值對中國與貿易伙伴貿易數據統計差異的影響。另外，考慮到香港轉口的到岸價與離岸價的差別，本文借鑒相關文獻，特別是楊汝岱(2008)所做的研究，將中國到香港的CIF/FOB轉換系數Ca和貿易伙伴到香港的CIF/FOB轉換系數C''''a均按104%進行計量。香港轉口貿易的整體增值率為［轉口額－(進口額－留港自用)］/(進口額－留港自用)，根據經濟學家進行的估算，中國內地轉口貿易增值率比香港轉口貿易整體增值率約高出10%，貿易伙伴經過香港轉出口到中國內地的轉口貿易增值率按香港轉口貿易整體增值率計算。香港轉口貿易整體增值率和香港轉口貿易增加值的測算結果見表1。4．主要貿易伙伴國或地區的選擇。由于貿易伙伴國或地區的選擇對最終測算結果有較大影響，為測算中國貿易偽報下資本外逃的規模，本文需分析中國與貿易伙伴的進出口統計數據，并計算兩者之間的統計差異。本文在選擇貿易伙伴國或地區時遵循兩個原則:一是選擇經濟比較發達的國家或地區，因為它們的市場化程度高、資本管制少、統計數據也齊備;二是選擇與中國貿易往來比較密切的國家或地區，因為它們與中國進出口貿易的貨物價值占中國全部進出口貨物價值的比重大，以此測算貿易偽報下資本外逃規模的結果就更加準確。基于這樣的認識，本文選取美國、日本、德國、荷蘭、法國、意大利、加拿大、西班牙、英國、香港、韓國、新加坡、臺灣、印度尼西亞、印度、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、比利時、丹麥、芬蘭、澳門、越南、波蘭、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿馬和智利等32個國家或地區的樣本數據。樣本期內，這些國家或地區在樣本期內從中國進口的貨物價值平均占中國全部出口貨物價值的87%，其向中國出口的貨物價值平均占中國全部進口貨物價值的80%(表2)。
三、測算結果及其說明
進口貿易數據范文2
模型建立
影響進出口貿易的因素有很多種，本文就人民幣匯率對上海市進出口貿易影響進行實證分析，即研究人民幣匯率因素的影響。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示進口(或出口)占進出口總額，G表示人民幣匯率波動幅度，ε表示其他因素帶來的誤差，在此假設為常量。
變量選取
下文實證研究所采用的數據來自于上海市統計局官方網站，分析了2005—2011年我國人民幣匯率、上海市進口額占進出口總額的比例和出口額占進出口總額比例。根據J曲線效應理論分析，因為2005—2008年處于J曲線效應，其具有時滯性，該區間數據不作為分析樣本數據，故本文選取了2008年上海市的進出口數據值為樣本初始值，樣本長度為2008—2011年上海市進出口額數據(數據略)。
數據處理
為檢驗匯率波動的幅度對上海市進口額、出口額占進出口總額的比例是否存在直接影響，下文運用統計學基本原理，對進口額、出口額和進出口總額進行處理。隨著2005年的匯率改革，人民幣逐年升值，同時，由于J效應理論的時滯問題，匯率的變動對進出口貿易的影響從2008年開始逐步顯現，由上表數據分析得到，隨著人民幣匯率上升，上海市進口貿易占進出口總額比重也逐年增大。(1)人民幣匯率變動與上海市進口貿易額占進出口總額的關系。現將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市進口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市進口貿易額占進出口總額的比例從2008年47.429%到2011年的52.014%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在正相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖1)和函數如下:函數方程式為:E=3.7762G－0.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為3.7762，常數項為－0.0532，函數呈現正相關，所以人民幣升值幅度與上海市進口貿易額占進出口總額比例成正比關系。(2)人民幣匯率變動與上海市出口貿易額占進出口總額的關系。現將數據導入Excel表，軟件分析得到2008—2011年匯率浮動對上海市出口貿易額占進出口總額比例圖像(圖略)，上海市出口貿易額占進出口總額的比例從2008年52.571%到2011年的47.959%，匯率上升幅度從2008年的0.1397到2011年的0.1520，數據顯示，兩個存在負相關關系，現將數據代入方程模型:E=f(G，ε)將數據導入Excel軟件，回歸分析，得到圖像(見圖2)和函數如下:函數方程式為:E=－3.7762G+1.0532，方程顯示為一元一次方程，斜率為－3.7762，常數項為1.0532，函數呈負相關，所以人民幣升值幅度與上海市出口額占進出口總額比例成負比關系。
進口貿易數據范文3
關鍵詞: 實際有效匯率;一般貿易進口;加工貿易進口;貿易結構
中圖分類號:F830 文獻標識碼:A 文章編號:1007-4392(2009）03-0010-04
一､引言
伴隨著中國產品的大量出口，中國的貿易盈余持續擴大，外匯儲備快速增長，人民幣匯率問題越來越成為世界范圍內關注的話題。在學術界人民幣實際匯率變動對中國對外貿易的影響并沒有達成共識，盡管多數研究發現人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的對外出口，但是關于人民幣實際匯率變化對中國進口額的影響方面仍存在著分歧。不同于一般經典理論中對本幣匯率升值將增加本國對外進口的描述，經過實證研究，最近的研究存在著兩種不同觀點:一種觀點認為人民幣匯率變動對中國的進口額不存在顯著影響，另一種觀點認為人民幣實際匯率升值將顯著減少中國的進口額。
因為理論與實際之間存在著分歧，才構成了人民幣實際有效匯率變動的進口效應之迷，本篇文章主要關注的是人民幣匯率變動對中國的進口方面的影響。通過研究人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，來解釋中國的進口與匯率之間存在的特殊關系，并從貿易結構與進口產品構成的角度做出解釋。本文發現中國的進口額伴隨著人民幣實際有效匯率升值而減少，并且進口與出口之間存在推動關系，這是由于中國獨特的貿易結構與區域間經濟合作關系形成的。在中國的貿易結構中，加工貿易的比重一直超過50%，而加工貿易進口額對實際有效匯率變動并不敏感。同時在中國與亞洲特別是東盟國家的區域經濟貿易合作中，亞洲國家與中國的出口商品不再僅僅是針對海外市場的替代競爭關系，更多的是基于生產價值鏈中的不同分工而形成的新的分工合作關系。本文將從以上兩個角度，分別分析人民幣匯率變動對加工貿易進口以及一般貿易進口額的影響。
二､計量模型與數據處理
本文采用在Alicia Garcia-Herrero and Tuuli Koivu（2006）的文獻中所使用的進口方程模型的基礎上改進的模型。模型采用了對數形式，利用對數形式并且加入時間趨勢項對非平穩的時間序列進行平穩化處理。同時在模型中對數形式下可直接取得實際有效匯率變動對進口額影響的彈性。由于本篇文章中主要討論的是人民幣實際有效匯率變動對進口額的影響，在保證了原模型主體的基礎上對模型進行了調整，去掉了原模型中的某些控制變量。
ln mt=α0+α1lnreert+2lnyt+t+εt
mt表示中國的進口額，reert表示人民幣的實際有效匯率，yt表示中國國內的市場需求，t表示時間趨勢項。
選取的數據是由1995年1月至2006年12月的數據，由于數據的時間跨度較長，必須考慮期間中可能出現的結構性變動因素。本文將所有數據分為兩個時間段，第一個時間段為1995年1月-2001年12月，第二個時間段為2002年1月-2006年12月。對數據劃分為以上兩個時間段的原因在于，2001年11月10日，世界貿易組織（WTO）審議通過了中國加入世界貿易組織的申請?？紤]到中國在正式成為WTO成員國前，在出口方面面臨著其它WTO成員國的貿易壁壘，同時中國自身也存在著對本國的進口限制，這種狀況在中國加入WTO后得到了逐漸的改善，因此以中國加入WTO的時間點將整個數據分成兩段分別進行回歸。
為了精確的估算實際有效匯率變動對進口額的影響，考慮到中國獨特的貿易結構和進口結構，將進口額區分為一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行分析?；跀祿Ｐ蛯?995年1月-2001年12月期間的進口總額與一般貿易進口額分別進行了回歸，對2002年1月-2006年12月期間的進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額分別進行了回歸分析。
在數據處理方面，采用經過CPI平減與季度調整的中國的進口貿易總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額月度數據。采用國際清算銀行的實際有效匯率指數，核算中國月度的實際有效匯率。采用經過CPI平減與季度調整的中國工業增加值的月度數據。
三､模型計算結果
對1995年1月-2006年12月整個樣本區間進行回歸分析，估算時間段中人民幣實際匯率對中國進口總額以及一般貿易進口額的影響見表1，整體的樣本區間的回歸可能存在結構變動的因素，估算自1995年1月-2006年12月間，人民幣實際有效匯率升值將減少中國的進口總額與一般貿易進口額，而一般貿易進口對匯率變動更為敏感。
選取樣本區間為1995年1月-2001年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額進行分析，結果見表2。在樣本范圍內，估算實際有效匯率每升值1%，進口總額將減少0.941%，一般貿易進口額將減少2.952%。國內市場需求每增長1%，進口總額將增加1.255%，一般貿易進口額將增加1.157%，一般貿易進口額對匯率波動較總進口額更為敏感。
選取樣本區間為2002年1月-2006年12月，分別對進口總額､一般貿易進口額､加工貿易進口額進行回歸，結果見表3。在樣本區間內，人民幣實際有效匯率升值1%，進口總額減少1.054%，一般貿易進口額將減少1.783%，而實際有效匯率變動對加工貿易進口的影響不顯著。國內市場需求每增長1%，進口總額增長0.857%，一般貿易進口額增長 0.68%，加工貿易進口額增長1.023%。
自2002年中國加入世界貿易組織以后，中國的進口總額對實際有效匯率變動表現的更為敏感，而一般貿易進口額對實際有效匯率的彈性值則在2002年以后有明顯的下降。模型計算發現人民幣匯率的實際升值將導致中國進口總額､一般貿易進口額的減少，而對加工貿易進口額的影響則并不顯著。
四､對回歸結果的解釋
通過對模型進行分析，發現人民幣實際有效匯率升值將導致進口總額的減少，中國一般貿易進口額對人民幣實際有效匯率波動更敏感，與之相對的是中國的加工貿易進口額基本不受人民幣實際有效匯率波動的影響。
分析中國進口的貿易方式構成，見表4，中國進口商品主要由兩部分構成，一是加工貿易進口，二是一般貿易進口。以2007年進口數據為例，2007年加工貿易進口額占進口總額的46%，而一般貿易與其他項目一共占進口總額的54%。因為中國進口額的這種特別構成方式，我們將分別解釋人民幣匯率波動對中國加工貿易進口額以及一般貿易與其他進口額的影響。
(一)人民幣匯率升值對加工貿易進口額的影響
人民幣實際有效匯率波動對中國加工貿易進口額的影響并不顯著。加工貿易一直在中國對外貿易方式中占據相當重要的地位。歷年的統計數據表明，加工貿易出口基本占據了中國總出口額50%以上的比重，見表5。造成這種現象的原因一是自改革開放以來中國政府多年來始終堅持發展以出口為導向的外向型經濟;二是來源于經濟全球化的發展所導致的生產專業化和新的國際分工布局的基本完成。中國來自加工貿易的進口額對人民幣實際有效匯率波動的不敏感與全球范圍內的國際生產布局的完成有關。
加工貿易不同于一般貿易的最大的特點是加工貿易出口市場的相對固定性，而這種出口市場的相對固定性來源于國際分工基本格局的要求。應國際化分工的發展和生產布局的要求，中國從事加工貿易出口的制造業企業已經進入跨國公司生產的價值鏈。在經濟全球化的今天，跨國公司的國際分工體系決定了中國目前多數產品的生產階段仍然是勞動密集型產品的生產與裝配，而這種已經形成的生產布局不可能在短期內發生根本性的變動。跨國公司站在全球的角度，對產品生產與裝配階段的成本變動進行調控，而來自中國的出口成本的上升將被其他價值鏈下游生產加工階段所吸收，因此即使面對人民幣實際有效匯率小幅升值，跨國公司扔不會調整其國際生產布局與生產網絡。因此人民幣近年來實際匯率的緩慢升值無法從本質上影響中國的加工貿易進口與加工貿易出口額，從加工貿易角度看人民幣匯率升值無法有效減少中國來自于加工貿易的貿易盈余。
(二)人民幣實際有效匯率升值對一般貿易以及其他項目進口額的影響
通過對前面模型的分析，發現人民幣實際有效匯率升值將顯著減少一般貿易以及其他項目的進口額。造成這種現象的原因在于中國與其他亞洲國家的區域貿易模式，而決定中國與亞洲各國家區域貿易模式的根源在于中國在整個國際化生產布局中所處的位置。在研究了近年來中國與不同國家地區對外貿易的數據后，我們發現中國在對外貿易方面，自2002年至今的中國一方面從歐洲，美國賺取巨額的貿易順差，另一方面又對亞洲其他國家輸出巨額的貿易逆差，見圖1。
伴隨著中國的生產結構逐漸向價值鏈的上游轉移以及“世界工廠”地位的確立，中國的對外出口與亞洲國家的對外出口已經不再是簡單的競爭替代關系，而是逐漸轉化為分工合作關系。中國與亞洲各國間的區域貿易模式是由中國在整個制造業生產價值鏈中的地位而決定的。中國將廣大亞洲地區國家作為原料進口的來源地，主要進口能源､原材料､半成品､零部件､機器設備等，通過在本國加工裝配后再出口給歐美市場，這也是中國與亞洲地區國家主要的區域貿易模式。
總體看來中國向歐洲美國的出口與向亞洲國家的進口同時存在，這一現象由中國在產業價值鏈中的位置決定，中國由亞洲國家進口原材料和初級產品，在本國內進行加工生產，最后出口到歐洲和美國的市場。伴隨著人民幣實際有效匯率的升值，中國對歐洲美國的出口將明顯的減少，由于中國對外出口的急劇減少，與這部分出口生產相關的中國對亞洲和其他國家燃料､原料､以及機器運輸設備等產品的進口需求也將相對減少，通過這個途徑，我們將中國的對外出口與對內進口聯系在一起，表現為中國出口對進口的推動作用。人民幣匯率升值通過影響中國的對外出口，間接影響中國的進口額，進口伴隨著實際有效匯率升值而減少。
最后需要指出的是，伴隨著中國經濟的發展和市場化程度的不斷深化，人民幣實際有效匯率的波動將對中國的進口以及出口產生更大程度的影響。但不能忽視的是，人民幣實際有效匯率升值將同時減少中國的進口與出口額，單純依靠人民幣匯率調整并不能有效影響加工貿易帶來的貿易順差，而人民幣匯率調整對中國整體貿易盈余的影響則有待于進一步的研究。
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進口貿易數據范文4
一、問題緣起
國際貿易統計非對稱問題最早是20世紀90年代提出的(Tsigas，1992)，自此之后一直是政府部門和學術界主要關注的領域。其中，最經典的案例就是對中美(FungandLau，1998)及中國內地和香港特別行政區間的貿易非對稱問題(FerrantinoandWang，2008)的研究。目前的研究主要集中在商品貿易領域，少有對服務貿易領域的研究。已有研究認為，導致商品貿易領域中出現統計數據不對稱的原因主要有三種。第一種，不對稱主要來自一些不可避免的因素，其中最主要的是在貿易實踐中報價基礎不同。國際貿易實踐中，進口一般按CIF報價，出口一般按FOB報價。IMF(2011)認為CIF價中包含運費和保險費，因此CIF價一般比FOB價要高出10%左右。Federico和Tena(1991)以及Makoul和Otterstrom(1998)在控制了因CIF和FOB報價導致的差異后發現，發達國家以及總體水平上，貿易統計數據基本是對稱的。Pomfret和Sourdin(2009)認為，如果貿易伙伴國之間距離更遠以及商品貿易的權重增大，CIF價與FOB價之間的差異會更大。在剔除運輸成本因素后，結果是中性的。第二種，不對稱主要來自貿易伙伴國之間統計結構上的差異，如貿易記錄時間的不同、貿易記錄門檻的不同以及匯率波動等。第三種，不對稱主要來自不同的分類以及故意誤報。不同的分類主要來自人為的誤差，或者是海關官員缺乏經驗，又或者是國家貿易統計體制的不同。特別是在轉口貿易的情況下，各國分類口徑的不同導致貿易統計數據的非對稱性很大。海聞、芬斯闕(2000)等認為中美各自公布的貿易逆差值不一致最重要的原因是香港的轉口貿易。如果將從中國內地運往美國的產品和從美國運往中國內地的產品各自在香港的附加值都歸為香港的出口值，中美貿易逆差差異則會大大降低。故意誤報主要來自騙稅、走私等。因此，貿易統計數據非對稱還被用于檢測逃稅和其他貿易中的灰色地帶的存在。研究表明，較高的關稅、腐敗、貿易中的灰色地帶與雙邊貿易統計的較大差異有關(JavorcikandNarciso，2007;BergerandNitsch，2008)。此外，Yeats(1995)發現，發展中國家的貿易數據非對稱非常顯著，這些顯著性差異不能僅僅被不可避免因素或結構型因素所解釋。Hamanaka(2011)發現哥倫比亞貿易統計數據在進口數據以及細項數據的準確性上存在嚴重的問題。HeliSimola(2012)通過與其他貿易伙伴國統計數據對稱性的比較，發現俄羅斯的進口數據質量逐年改善，但與其他發達國家仍有很大差距，尤其在細類統計數據方面。這種問題主要是由錯誤的分類以及故意誤報導致的。
二、鏡像數據和測度指標
(一)鏡像數據的內涵理想狀態下，貿易國與其伙伴國之間相對應的貿易統計數據應該是相等的，即A國對B國的商品或服務的出口(進口)應該等于B國對于A國的相同商品或服務的進口(出口)。這就是貿易統計數據完美對稱的情形。但現實中，這種情況很少發生。兩個國家間對應的貿易數據差異越大，說明兩個國家間的非對稱問題越突出。這里，伙伴國相對應的貿易數據被稱為鏡像數據(mirrordata)。貿易統計中的非對稱性主要通過比較統計數據與鏡像數據間的非對稱性來衡量。歐洲統計局(Eurostat，1998)將鏡像統計數據定義為“對一個貿易流的兩個基礎測度之間的雙邊比較”，“是發現非對稱原因的一種基本工具”。鏡像數據可以檢測每個報告國所報告的貿易額與其伙伴國報告的貿易額的差距情況。當報告數據與鏡像數據差異過大時，有助于識別報告國是否相對某個伙伴國所申報的數據偏高了或是偏低了，從而查找出現差異的原因，甚至查找統計環節中是否存在系統性誤差、定義上的差異或者統計上的錯誤做法。
(二)非對稱系數的測度目前，學術界大多采用的是Ferrantino和Wang(2008)提出的貿易差異度指標來衡量貿易統計數據的非對稱程度。為了能更好地反映差異與均值的偏離程度，本文對該指標進行了修改，將貿易伙伴間的統計數據差異與他們報告數據的均值進行比較。本文將該指標稱為非對稱系數，主要用兩種表達方式:一種是報告國是出口方，另一種是報告國是進口方。當系數為0時，貿易統計數據是完美對稱。系數偏離0越多，說明貿易統計數據之間的非對稱性越強。貿易差異度可以為正數也可以為負數，它可以用于估計一個國家相對于其貿易伙伴公布的數據而言，所報告貿易流是偏高了還是偏低了。
三、服務貿易雙邊鏡像數據的比較
我國服務貿易統計始于1982年，最初的進出口總額僅為44億美元，占全球服務貿易總額的0.6%。2013年我國服務貿易進出口總額達到5396.4億美元，占全球總額的6%，居全球第三位，同比增長14.7%。在服務貿易大發展的背景下，高質量的服務貿易統計數據是加強對服務貿易的理論研究和政策支持、強化對服務貿易的國內管理和國際協調的前提。目前，我國國際服務貿易統計體系正在逐步建立，但是現有體系下所產生的統計數據能在多大程度上反映我國國際服務貿易的真實交易量是首先需要解答的問題。本文通過與主要貿易伙伴鏡像數據的比較來對中國服務貿易統計數據的準確性進行初步探討。本文中中國與貿易伙伴國的雙邊服務貿易數據主要來源于WTO官網、UNservicetrade數據庫以及OECD數據庫。
(一)我國主要服務貿易伙伴本文選取了與中國服務貿易交易量最大的中國香港、美國、歐盟、日本及韓國作為主要伙伴國(地區)進行研究。如表1所示，無論是“一般商業服務”還是分類服務貿易，中國與上述五個國家(地區)的服務貿易額大體都處于前五位的關系。中國與上述國家(地區)實現的服務進出口額占中國服務進出口總額的六成以上。其中，中國香港為中國最大的服務貿易伙伴，雙邊服務進出口總額約占中國服務進出口總額的1/4。中國香港仍為中國最大的服務出口目的地、進口來源地和順差來源地。通過對與這些國家(地區)服務貿易統計數據非對稱性的研究，有助于找出我國服務貿易統計數據存在的主要問題以及問題的主要方面。
(二)我國服務貿易統計數據的非對稱性考慮到數據的可獲取性以及時效性，本文主要以中國、中國香港、歐盟、美國、日本、韓國2011年雙邊貿易數據作為研究對象，分別對運輸服務、旅游服務、其他商業服務以及一般商業服務四個類別進行研究。表2列出了2011年各國(地區)與其伙伴國(地區)之間出口數據和進口數據的非對稱系數。系數為正，說明報告國(地區)的數據相對于鏡像數據偏高;系數為負，說明報告國(地區)相對于伙伴國(地區)報告的數據偏低。此外，本文通過均值的比較來反映我國服務貿易統計數據非對稱程度的整體水平(見表3)。系數絕對值越大，說明差異度越高。尤其是當系數的絕對值大于0.5時，屬于統計數據極度不對稱狀態。從表2、表3中可以看出以下幾點:第一，總體上，我國服務貿易統計數據的非對稱情況要遠高于商品貿易。但有一點值得注意的是，在商品貿易領域，中國進口數據非對稱性異常突出，明顯高于其他伙伴國(地區)水平。第二，我國服務出口數據非對稱情況要比服務進口數據非對稱情況嚴重，如表3所示，中國各類服務貿易出口統計數據的不對稱性要高于其他貿易伙伴國(地區)。“其他服務貿易”統計數據不對稱性最嚴重。其次是“運輸服務貿易”。第三，其他商業服務貿易方面，各國(地區)統計數據不對稱情況最普遍。在五個貿易伙伴國(地區)中，除歐盟外，進出口數據都與伙伴國(地區)存在極度不對稱的情況。第四，運輸服務貿易方面，中國對中國香港的出口數據以及中國對歐盟的進出口數據都存在極度不對稱狀態。第五，旅游服務貿易方面，數據非對稱情況相對要少很多，但中國與美國旅游服務貿易的進出口數據存在嚴重的非對稱。第六，在五個伙伴國(地區)中，與中國服務貿易出口統計數據差異最大的地區是中國香港。如圖1、圖2所示，中國內地與中國香港在所有四個服務部門的非對稱系數都超過了0.5，尤其是運輸服務和其他商業服務非對稱系數甚至超過了1。中國與其他貿易伙伴國的非對稱性情況不如與中國香港這么突出，主要在某個部門存在較明顯的非對稱性。例如中國與韓國主要在其他商業服務方面存在顯著不對稱，中國與歐盟在運輸服務貿易方面存在顯著不對稱。
四、統計數據非對稱的原因分析
(一)與其他國家服務貿易統計體系存在較大差異由于服務的無形性，服務貿易統計存在很大的難度。雖然目前國際上有通行的《服務貿易統計手冊》和BPM5標準作為各國服務貿易統計制度的指導，但是各國的服務貿易統計體系仍存在很大的差異。首先，各國BOP范疇下服務貿易統計數據的采集方法不同。目前國際上通行做法有結算、調查混合三種。我國BOP服務貿易統計以間接申報制度為主，主要依賴結算系統來獲取數據。中國香港的服務貿易數據以各項有關機構和住戶的統計調查搜集為主，輔助行政記錄而得。美國主要通過商務部經濟分析局的調查問卷來獲取服務貿易數據。而歐盟各國正逐漸由結算系統向混合或調查方式轉變。隨著網絡技術的發達，許多服務貿易是通過電子轉移的方式進行的，并沒有向相關機構進行申報，并且大量的跨國公司內部交易的存在導致結算系統越來越難以反映真實的交易情況。目前，由結算系統向調查系統和混合系統轉變是BOP服務貿易數據采集的一大趨勢。我國主要通過結算系統來獲取統計數據的做法已經落后服務貿易實踐的發展。其次，各國對服務貿易統計口徑貿易記錄制度、貨幣折算標準不同及統計時間差異等原因都會造成統計結果的巨大差距。中美之間關于貿易順差和逆差的多次爭論就是例證。這種情況在服務貿易領域尤為明顯。
(二)我國服務貿易統計制度環境不夠完善從成功開展服務貿易統計的國家或地區看，它們都是在法律、制度的保障下有效地開展服務貿易統計工作的。美國國會于1985年通過了《國際投資和服務貿易調查法》，授權美國商務部經濟分析局(BEA)為美國服務貿易的首要統計機構和首要機構，并授權經濟分析局進行各行業服務交易的強制性調查以及國際直接投資的強制性調查，從而保障了美國服務貿易統計工作的順利進行。中國香港則根據《普查及統計條例》(第316章)及附屬法例收集服務貿易統計數據，這是中國香港服務貿易統計領域的最重要立法。長期以來，由于缺乏服務貿易統計制度，缺乏服務貿易統計歸口管理部門，中國的服務貿易統計工作明顯落后于發達國家(地區)。雖然《國際服務貿易統計制度》(以下簡稱《制度》)于2008年1月1日正式實施，并且2012年進行了修訂，但整體而言，《制度》對數據(尤其是占服務貿易總額一半以上的運輸、旅游、通信、金融和保險數據)的采集和使用等方面的指導過于籠統，缺乏可操作性。例如，在《制度》中指出“運輸、旅游、通信服務、金融服務、保險服務等進出口數據則利用相關部門行政記錄、統計資料以及測算數據和其他信息源進行統計”，但是具體、統一的指導意見和要求卻缺位。這導致各省(直轄市、自治區)采集的服務貿易數據不完整、不可比?！吨贫取分须m然強化了企業直報的調查方式，但卻對拒報、遲報、偽報、篡改統計數據的行為缺乏監管和懲處力度。另外，目前我國服務貿易統計是商務部、外匯管理局以及各個服務業管理機構并行的多頭統計管理體系，各自統計口徑的差異也影響統計數據質量。
(三)服務貿易統計工作自身的復雜性《服務貿易總協定》將國際服務貿易分為12大類共155個服務項目，涉及經濟生活的各個方面，相關服務企業數量眾多。服務貿易有跨境交付、商業存在、境外消費和自然人流動等四種模式，涉及服務、人員、資本等流動。服務貿易調查對象廣泛，服務經濟活動形式多樣，都為服務貿易統計增加了極大的難度。由于服務的特殊性，有許多服務是依附在貨物上的，服務價值很難剝離。如運費大部分時候是與商品的價格打包以報價的形式反映出來。此外，如嵌入在出口或進口貨物上的軟件、知識產權的價值等。隨著網絡通信技術和交通運輸技術的發展，服務貿易量激增，貿易形式日新月異，許多服務貿易數據很難被捕捉。另外，許多服務貿易數據基本上來自政府或民間機構的定期調查和普查。調查包括對國內外公司合同的調查、對服務業雇工情況的調查、對服務價格信息的調查等。普查一般不間斷進行，涉及的范圍更廣一些。但由于經費和人力有限，采用調查或普查的方法會面臨一些潛在的問題，例如，一些國家在調查或普查時更多地采用抽樣方法獲得服務貿易數據，多少帶有猜測估計的因素，缺乏應有的可靠性和真實性。如果在調查過程中匆忙行事，對樣本缺乏必要的評估，對調查程序缺乏嚴格控制或對調查資料缺乏嚴格的審核等，就會使調查結果以偏概全，錯誤百出。本文中研究的“其他商業服務”是一個雜項類，是不包含運輸與旅游服務之外的所有商業服務。根據BPM5中的定義，“其他商業服務”應包括通信，建筑，保險，金融，計算機和信息，專有權利費和特許費，其他商業服務，個人、文化及娛樂服務，視聽及相關服務等。這些服務類別涉及門類多、交易形式多樣，不同采集方法下產生的數據差異值將更大?！捌渌虡I服務”作為多種細項服務類數據的加總，也會導致各種差異的疊加，將進一步加大統計數據間的差異程度。
(四)與某些國家間可能存在系統性差異本文前面的分析適用于解釋各國之間統計數據差異的一般性原因，但卻不能有效解釋中國與貿易伙伴國(地區)在特定服務貿易領域中長期存在的顯著差異。例如，在運輸服務和其他商業服務領域，中國出口數據與中國香港的鏡像數據一直處于差異異常顯著的狀態。要解釋這些差異產生的原因，需要了解兩個國家(地區)間貿易及其統計的實踐特點。本文以運輸服務貿易為例，嘗試分析統計數據不對稱的系統性原因。自中國入世以來，中國香港的轉口貿易功能進一步強化。經香港轉口出口額占全部香港出口額的比重近年來一直呈上升趨勢，2001年為89.63%，而到2010年一路上升為97.71%，到2011年7月，這一比重又上升0.2個百分點，為97.91%。在中國香港的轉口貿易中，內地一直扮演著最重要的角色。1998年以來，轉口貿易中來源于內地的貨值占總貨值的比例一直穩定在60%左右，2010年來源于中國內地的轉口額占香港全部轉口貨值的61.5%。本文認為轉口貿易可能加劇了兩地之間運輸統計數據差異。我國運輸服務貿易的出口主要基于國際收支統計間接申報，根據我國運輸服務企業提供的服務國際收支數據獲取。當我國的承運人將貨物運至香港轉口時，這段運輸服務記為中國內地對中國香港的“運輸服務出口”。在運輸服務進口方面，當前國際范圍內廣泛應用的是依據貨物進口數據進行估算。估算方法如下:貨運服務進口=按CIF計算的商品進口總額×運費系數×外國承運人在外貿運輸市場的份額。在貿易實踐中，在中國內地輸往香港的貨物中，如果其中有些貨物在香港解釋作轉運或者是過境，這些貨物不在香港做進一步的加工，也不在香港消費、轉賣，那么這些貨物按照香港特別行政區的規定就可以不必向海關提交報關單。因此，這些貨物也就不列入香港統計的內地的進口。而香港運輸服務進口也可能因為貨物進口數據的缺失而缺失，即不存在相對應的香港從中國內地的“運輸服務進口”。因此，轉口貿易的大量存在以及兩地之間在統計實踐上的差別，可能是造成兩地運輸服務統計數據差異的一個重要原因。
五、改進的對策
(一)建立內外協調、統一的服務貿易統計制度服務貿易統計涉及門類眾多，經濟活動形式多樣，是一項十分艱難的工作。一個健全的服務貿易統計制度首先要做到內外協調統一。外部體現在，我國的統計制度應與國際通行的統計準則相協調。當前，《國際服務貿易統計手冊》(以下簡稱《手冊》)從廣義上提出了一個國際公認的國際服務貿易統計編制和報告的框架，包括編制國際服務貿易統計的指導性意見和操作流程。我國應進一步提升服務貿易統計制度與《手冊》的協調統一性，盡可能按照《手冊》的要求來設計制度和相關實施細則。只有加強對外的協調統一，才可以進一步提高服務貿易統計數據的國際可比性。內部體現在，加強服務貿易統計與已有統計體系間的協調。其一，加強與國際收支統計體系下服務貿易統計的協調。我國以前的服務進出口統計主要通過國際收支核算體系獲取，由外匯管理局負責?！秶H服務貿易統計制度》實施后，商務部負責服務進出口數據的匯總和編制。兩者在統計分類、歸口管理、統計手段上都存在很大差異，兩套統計體系并行會造成服務貿易統計方面的混亂。其二，加強與已有外資及對外直接投資統計的協調。建立FATS統計可以充分利用現有的外商投資統計和對外直接投資統計，加強與現有外資和對外投資統計的協調，能節約大量社會成本。其三，加強各地區間服務貿易統計實踐的協調。服務貿易統計實施細則的缺位導致各地服務貿易統計具體操作存在一定差異，對地區間統計數據的可比性產生負面影響。
(二)完善服務貿易統計立法和執法工作雖然《中國服務貿易統計制度》為服務貿易統計工作奠定了一定的立法基礎，但是具體實施層面卻缺乏立法保障。從國外經驗來看，完善各種形式的服務提供者和消費者的貿易登記制度，并以法令的形式加以規范，將極大地提高服務貿易信息反饋的數據和質量。因此，我國需進一步加大對服務貿易統計實踐環節的立法工作。除了需要立法保障外，還應加大執法檢查力度。根據有關法律對拒保、遲報、偽報、篡改統計數據的單位進行嚴肅查處，直到追究法律責任，以保證統計數據的真實性。
(三)加強與其他國家服務貿易統計的經驗交流和學習目前，美國已形成最科學、最完整和最具推廣意義的服務貿易統計體系和統計方法。美國還是世界上最早能夠提供與GATS服務貿易概念一致、連續、系統的雙向服務貿易統計數據的國家。歐盟國家也較早地進行了有益的探索并付諸實踐，目前歐盟大多數國家均能依據BPM5收集服務貿易統計數據，并可提供內外向FATS數據。上述國家的做法和經驗豐富了國際公認的《國際服務貿易統計手冊》內容，對我國具有許多可借鑒之處。我國應通過與具有豐富統計經驗的國家的交流和學習，發現和比較各國的做法，促進國外好的經驗和做法在我國的推廣。例如，在數據采集渠道方面，通過借鑒美國和歐盟等服務貿易統計數據收集方面的先進經驗，更多地采用抽樣調查、問卷調查、重點調查等方法收集服務貿易數據。
進口貿易數據范文5
關鍵詞 內含污染；貿易內含污染條件；投入產出法；總污染強度
中圖分類號 F740 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2011）02-0011-07
中國經濟高速增長的一個顯著特征是對外貿易的比重不斷增長，但與此同時，污染通過貿易和投資等形式進入我國。美國是中國最大的出口伙伴國，也是最大的貿易順差來源地。隨著中國對美國貿易額的持續增長，貿易順差也大幅擴大。據海關統計，2008年中國對美國出口2 523億美元，自美國進口814.4億美元，對美貿易實現順差1 708．6億美元，增長4．6％。外貿順差過大已經成為中美貿易摩擦的突出問題，但目前的研究較多地是關注外貿順差對經濟、政治和社會的影響,而較少注意中美貿易順差對環境的影響。本文以中美雙邊貿易為研究對象，采用投入產出的內含污染方法，試圖回答以下問題：國際貿易誰受益（或受損）更多，發達國家還是發展中國家？這些受益（或受損）隨時間的變動趨勢是什么？資本密集型國家是否會更多地出口污染密集型產品，發展中國家是否會減少污染密集型產品的出口？
1 問題的提出
貿易全球化對環境的影響是多方面的。全球化使貿易份額占世界GDP比重越來越大，這引起了一些環境保護者的擔心，直接原因是貿易活動本身就會產生污染，間接原因是環境標準較低的發展中國家在污染密集型產業上具有比較優勢，貿易自由化會使這些國家專業化生產污染密集型產品，成為污染避難所（Pollution Haven）。環境規制對產業區位布局是否有顯著的影響是貿易與環境研究的熱點問題。對這一問題的肯定回答會產生以下一系列相關的問題：發達國家的環境主義者擔心，由于較高環境標準的國家的政府所承受的產業界的政治壓力，因此與較低環境標準的國家進行貿易時會競相降低環境標準，導致全球環境標準“向低看齊”(Race to the Bottom)。同時，發達國家的自由貿易主義者擔心，污染產業遷移至環境標準較寬松的國家，將導致環境規制較寬松的國家在污染產業的生產上具有競爭力，因此，企業界倡議需要“平整游戲場所”(Level the Playing Field）以協調各國的環境標準，例如對環境標準較為寬松的國家的產品征收進口附加稅以提供公平的競爭環境。
有關污染避難所研究的計量檢驗都需要解決解釋變量的內生性，而大多數發展中國家都存在數據不足和數據質量不高的問題。Taylor［1-2］指出：可能解決上述問題的其中一個方法是采用投入產出法，該方法的優點如下：第一，不依賴于污染排放的長期時序數據的可獲得性；第二，充分考慮經濟生產部門的相互依賴性，這對污染排放的分析至關重要［3］。另外，中美雙邊貿易中，如果只是從外貿順差數字上來看，中國得到了比較可觀的經濟利益，但是很少有研究關注隱藏在經濟利益背后的生態利益。在生態要素投入核算中，目前研究大多只考慮最終產品所產生的污染，而忽略了中間產品生產過程中產生的污染，這種不全面、不合理的污染成本核算方法，掩蓋了商品生產的真實情況。
傅京燕等：中美貿易與污染避難所假說的實證研究中國人口•資源與環境 2011年 第2期本文使用1987-2004年世界銀行Trade, Production, and Protection 數據庫和IPPS公布的ISIC三位數代碼劃分的28個制造業行業數據的16種污染物的直接排放系數，采用非競爭性投入產出表考察1987-2004年中國和美國雙邊貿易的內含污染情況。本文首先給出貿易內含污染量和PTT指標的定義，然后通過PTT指標檢驗中美兩國間貿易的環境利益的得失，即檢驗污染避難所效應成立，還是要素稟賦效應成立？本文的主要貢獻如下：①采用非競爭型投入產出表計算中美雙邊貿易的內含污染，通過剔除進口中間投入品的影響，從而避免了中國對美國出口貿易內含污染的高估。②基于雙邊貿易的視角，能克服現有內含污染研究中對進口國的中間投入系數的選擇的困難。采用投入產出方法的最大困難是進口國內含污染的確定［4］。在多邊貿易中，由于進口涉及眾多的貿易伙伴，因此需要每一個國家的投入產出表，由于數據的可獲得性的限制，現有文獻多數只討論出口內含污染，回避了進口內含污染。少數文獻有所討論，主要采用“替代效應”的方法，即選用出口國或者進口替代國的投入產出表計算中國進口的內含污染［5-6］。但這與實際情況相差甚遠，由于發達國家的污染強度低于發展中國家，因此按產品價值計算的替代效應會嚴重高估進口產品的內含污染。這也說明從雙邊貿易的角度進行研究，可以彌補采用“進口同質性假設”或“進口替代假設”以及其他隨意性過大的技術系數選擇方式的不足。
2 理論背景與分析方法
2．1 理論背景
對于污染避難所效應的討論，其中一種解決方法是考察進口的內含污染（Pollution Content of Imports，PCI）?，F實中，由于部門間各污染物的污染強度不同，衡量進口的內含污染需要區分不同的污染物及考慮部門的多樣性。假設Mijs為i國s部門從j國的進口值，gkjs為j國s部門污染物k的單位產值排放（即污染強度），Zkij和Gkij分別為i國s部門從j國進口內含污染物k的總量和單位量，則：
Zkij=ΣsgkjsMijs；Gkij=ZkijMij=Σsgkjsuij（1）
其中，Mij=ΣsMijk，uijk是i國s部門從j國進口占總進口的份額，該指標衡量的是工業部門的整體分布情況，它的數值對行業和污染物間的排放量差異很敏感。
在赫克歇爾-俄林理論模型下，假定兩個國家（發達國家N和發展中國家S）生產兩種商品（污染產品和清潔產品），發達國家和發展中國家單位產出產生的污染相等，即假設兩國的污染強度相等。除了發達國家的人均收入高于發展中國家之外，兩個國家在其他方面都相同。假設環境質量是正常品，因此發達國家的環境規制會更嚴格，從而發達國家從發展中國家進口的污染產品大于零，發達國家從發展中國家進口存在內含污染（PCINS>0）。而發展中國家將從發達國家進口清潔產品，所以發展中國家從發達國家進口的內含污染等于0 ，即PCISN=0 。因此，在世界上只有兩種商品的假設下，發達國家從發展中國家進口內含污染量大于0，而發展中國家從發達國家進口的污染含量為0。將以上的結論擴展到多種商品的情況下，我們可以得到以下結論：發展中國家從發達國家進口的內含污染不為零，而發達國家從發展中國家進口的內含污染大于發展中國家從發達國家進口的內含污染，即PCISN≠0，PCINS>PCISN。
以下我們再引入要素稟賦的差異，假設污染密集型行業是資本密集型的，發達國家為資本相對富裕的國家。如果污染避難所效應較小，那么要素稟賦對比較優勢的影響就相對重要，即要素稟賦效應大于污染避難所效應，那么發展中國家將進口污染產品。雖然發展中國家的環境規制相對較低，但是要素稟賦效應可以抵消污染避難所效應，要素稟賦假說現象產生。我們可以得到以下結論：發達國家從發展中國家進口的內含污染小于發展中國家從發達國家進口的內含污染，即PCINS
因此，污染避難所效應和要素稟賦效應對世界范圍內國家間進口的內含污染的分配起決定作用，它們對分析全球化或環境政策的改變對貿易內含污染具有重要影響。
2．2 分析方法
本文采用Antweiler的貿易內含污染條件PTT(Pollution Terms of Trade，PPT) 指標的計算方法。假設一國每年的投入產出關系為：
Q=BQ+D（2）
其中，Q［I×1］是產值向量，B［I×I］是中間投入系數矩陣，B［I×I］中的元素bnm代表m行業單位產值需要n行業投入的產值。D［I×1］是最終需求矩陣，最終需求可以進一步分解為對本國生產產品的最終消費DD［I×I］、對進口產品的最終消費DM［I×I］和國內生產但用于出口的產品DX［I×I］。下標I為行業數目，這I個行業生產的產品用做最終消費或者作為本行業和其他行業的中間投入。我們可以通過求解方程（2）得到Q：
Q=(-B)-1D（3）
其中，［I×I］是單位矩陣。T=(-B)-1被稱為Leontief總需求矩陣。每個元素tnm表示m行業單位產值需要n行業直接和間接投入的產值。包括n行業使用其他行業（生產m使用）和其他行業的投入（即中間投入的投入）等等。最終需求向量D［I×1］的內含污染物排放量e，可由下式得出：
e=PQ=P(-B)-1D=AD（4）
其中，P［1×I］是直接污染強度向量（單位產值污染），A［1×I］=P(-B)-1是包含投入產出關系的總污染強度向量。使用總污染強度A［1×I］取代直接污染強度P［1×I］計算內含污染量，即考慮了包含中間產品產生的所有污染。
單位出口內含污染（FXct）的公式如下：
FXct=ActXctj′IXct（5）
其中，Xct［I×1］是c國t年的出口向量，j′I［1×I］是單位向量，j′I=［1…1］。分子為本國的總污染強度乘以本國的出口值。
類似地，單位進口的內含污染（FMct）的公式如下：
FMct=Σj≠c(AjtMcjt)j′IMct（6）
這里Mjct［I×1］是[WTBX]c國t年從j國的進口向量。分子為各進口國的總污染強度乘以相應的進口值再加總。由于各進口國商品生產過程的中間投入情況不同，因此計算各進口國的總污染強度過程中各進口國使用不同的中間投入系數。
PTT指標是單位出口內含污染量除以單位進口內含污染量：
PTT=FXctFMct（7）
如果PTT的數值大于1，意味著一國平均出口商品污染密集度相比其進口商品的污染密集度要高；反之也成立。以上為一國在多邊貿易情況下PTT指標的計算公式，接下來我們擴展到雙邊貿易的情況。當只考慮中美雙邊貿易時，雙邊貿易的PTT指標計算公式如下：
PTT=PCINSPCISN（8）
與公式（1）不同的是，公式（1）中的污染強度（gkjs）為不考慮投入產出的單位產值內含污染量，這里的PCI為考慮投入產出的單位進口內含污染量。其中，N表示美國，S表示中國，PCINS是美國從中國進口的單位內含污染量；PCISN是中國從美國進口的單位內含污染量。如果PTT的數值大于1，這意味著美國從中國進口的單位內含污染量大于中國從美國進口的單位內含污染量，則污染避難所現象存在；如果PTT小于1，則要素稟賦假說現象存在。
3 數據來源及處理
3．1 非競爭型投入產出表的選用及處理
本文所使用的投入產出表的數據來源于美國GTAP 4（The Global Trade Analysis Project）數據庫的數據。GTAP部門的分類采用的是國際標準產業分類（ISIC）代碼3位數劃分標準，但該投入產出表只公布了制造業ISIC三位數代碼的26個行業的數值，缺少ISIC324（鞋類）和ISIC356（塑料制品）這兩個行業的數據。我們采用JeanMarie and Grether［7］的方法，使用相關行業的數據進行替代，ISIC324（鞋類）使用ISIC323（皮革制品）的中間投入系數，ISIC356（塑料制品）使用ISIC355（橡膠制品）的中間投入系數。
GTAP數據庫對每個國家提供了兩個投入產出表。第一個表為生產單位產值X需要商品Y的投入；中間投入系數值的計算方法為： (進口+國內中間產品的采購)／X部門總產出(出口+國內中間產品的采購+家庭購買+政府購買)。第二個表為Y部門國內生產出售給行業X的份額。中間投入系數值的計算方法為：X部門從Y部門國內采購的中間產品除以X部門總產出。即第一個表為競爭型投入產出系數表，第二個表為非競爭型投入產出系數表中的國產品交易表。從生產的角度看，國內生產過程的投入，一部分來自進口中間產品，另一部分來自國內投入。非競爭型投入產出表對各生產部門消耗的進口中間投入部分以及最終使用部分中進口部分予以了剔除。由于我國尚未編制非競爭型投入產出表，使用該表的中間投入系數計算得到的污染排放包括了進口中間投入品的貢獻，有部分高估。因此本文使用GTAP數據庫非競爭型投入產出表的中間投入系數構造中國制造業的總污染強度。
由于出口是最終需求的一部分，本文在計算中美雙邊貿易的總污染強度時，中國出口（美國進口）的內含污染使用中國的投入產出表計算，中國進口（美國出口）的內含污染使用美國的投入產出表計算。
3．2 進出口數據的選取
本文使用世界銀行的Trade, Production, and Protection 1976-2004數據庫。該數據庫提供ISIC三位數28個產業的中美雙邊貿易數據計算。單位為千美元。該數據庫的主要貢獻在于把不同分類標準的數據進行了匹配，尤其是基于貿易和關稅數據的產品劃分標準（SITC和HS標準）轉換為基于產業的貿易數據（ISIC標準）。該數據庫包括兩個獨立的子庫：第1個子庫覆蓋了67個經濟體ISIC3分位的28個制造業的數據，第2個子庫覆蓋了24個國家ISIC4分位的81個制造業的數據。由于中國在四分位的商品貿易上沒有貿易數據，所以本文使用三分位數據進行分析。
3．3 污染數據的來源
本文的直接污染強度系數來自世界銀行的“產業污染排放系統”（Industrial Pollution Projection System, IPPS，1987），IPPS提供了基于ISIC劃分的三分位的28個制造業的每百萬美元產值污染排放量（直接污染強度）。IPPS提供了工業對大氣和水體排放的16種污染物的直接污染強度數據，這16種污染物分別為：①空氣污染物:二氧化氮（NO2）、微粒（PM10）、二氧化硫（SO2）、一氧化碳（CO）、總懸浮顆粒物（PT）和揮發性有機化合物（VOC）；②水體污染物：生物耗氧量(BOD)、懸浮物(TSS)；③有毒物質。有毒物質包括四種：總的有毒物質(ToxTot)、空氣中包含的有毒物質（ToxAir）、土壤中包含的有毒物質（ToxLand）和水體中包含的有毒化學物質（ToxWat）；④生物蓄積性金屬。生物蓄積性金屬包括四種：總的生物蓄積性金屬（MetTot）、空氣中包含的生物蓄積性金屬（MetAir）、土壤中包含的生物蓄積性金屬(MetLand)和水體中包含的生物蓄積性金屬(MetWat)。
4 中美貿易內含污染的測算結果
4．1 中美兩國制造業分行業總污染強度分析
本文首先根據方程（4）的投入產出法，使用IPPS給定的16種污染物直接污染強度P［1×I］計算出總污染強度A［1×I］。另外，由于污染強度評價指標體系由IPPS的16種污染物構成，因此為了消除這16種污染物的不可公度性，本文使用公式（9）對這16個指標進行標準化處理：
UEj=UEj-Min(UEj)Max(UEj)-Min(UEj)（9）
其中，UEj為各行業污染物j的總污染強度，Max(UEj)和Min(UEj)分別為污染物的總污染強度在所有行業中的最大值和最小值，最后再按照（9）式將16個污染物標準化后的指標等權加總得到經過標準化后的污染物的總污染強度。表1是中美兩國16種污染物的行業總污染強度及排序。
表1中，中美兩國總污染強度最高的四個行業相同，分別為工業化學、其他化學、橡膠制品、塑料制品。有一些行業在美國比中國“清潔”，例如，美國的紡織業總污染強度為2.809，低于該行業在中國的數值4.434；非金屬行業在美國的總污染強度為1.805，低于中國非金屬行業的總污染強度3.474；機械設備行業在美國的總污染強度為
表1 中美兩國總污染強度及排序
Tab.1 The aggregate pollution intensity and its
Rank of China and the US
ISIC3行業描述
Sector美國總污染
強度和排序
US aggregate
pollution inlensity
and rank中國總污染
強度和排序
4.160，低于該行業在中國的總污染強度6.913。此外，美國的皮革、鞋類、石油冶煉、石油和煤制品、陶瓷、玻璃制品行業的總污染強度也都低于相關行業在中國的數值。
另外一些行業在美國比中國“骯臟”，例如，紙及紙制品行業在美國排名第6中國排名14；印刷行業在美國排名第8中國排名17；有色金屬在美國排名第9中國排名20；交通設備在美國排名第5中國排名21。此外，美國的食品、木制品、家具、金屬制品、電子機械和專業科技設備行業的總污染強度也都大于相關行業在中國的數值。
這種排序的變化說明有相當一部分行業的污染水平遠不止于其生產中直接消耗的環境資源，一旦計算其完全污染排放量之后，這些行業就從低污染行業變為高污染行業。因此，在考慮行業的污染水平時，有必要深入考察其層層生產工藝的污染消耗及所消耗的其他中間品的生產過程中所耗費的環境資源。表1計算的中美污染產業排序的不同說明了兩國各行業生產過程和所需的中間投入的不同導致了各行業在兩國的總污染強度不同，這說明為了更真實地衡量進口內含污染量，應采用生產國的投入產出表來計算總污染強度。
4．2 中美雙邊貿易的PTT指標及其變動情況
由于16種污染物太多，本文選取ToxTot（有毒化學物質總量）、MetTot（生物蓄積性金屬總量）、BOD、TSS、NO2、PM10、SO2、CO、PT和VOC這十種污染物作為代表，計算1987-2004年中美制造業雙邊貿易內含10種污染物的PTT指標值。
表2中，MetTot和TSS這兩個污染物在1987-2004年這18年期間的PTT指標值都大于1，且數值很高，在2004年，MetTot和TSS這兩個污染物的PTT指標值分別為1.74和1.61，高于其他污染物的數值，這說明在中美雙邊貿易中，這兩種污染物中國對美國的出口一直大于進口，對我國的環境造成嚴重損害。其他污染物在1992年之前在1左右波動，但1992年之后，所有污染物的PTT指標值都大于1，且有增長的趨勢，這說明美國從中國進口內含污染量大于中國從美國進口內含污染量，即PCINS>PCISN，美國從 中國進口的污染強度比中國從美國進口的污染強度要高，因此污染避難所效應成立，在中美雙邊貿易中，中國環境受損、美國環境獲利。從變動趨勢看，中美雙邊貿易的PTT指標值變動相對比較平緩，1994年之后PTT指標值明顯變小，1994-2001年PTT指標值平穩增長，在2001年達到頂峰，隨后2002-2004年之間各污染物的PTT指標值有變小的趨勢，即加入WTO后，美國從中國進口內含污染量PCINS有所變小，中國從美國進口內含污染量PCISN有所變大。這說明隨著我國貿易自由化的推進，貿易模式的調整使我國更多地從國外進口我國不具有比較優勢的污染密集型產品，這種貿易模式的調整可以從產業層面上節約資源，減少環境資源的出口，從而更有效地利用貿易輸入更多的環境容量。不過，相對于當前中國面臨的環境形勢而言, 進口減少的污染排放比重似乎還不夠高。從緩解環境約束的角度看, 進口的潛力似乎還需要進一步發揮。
4．3 中美雙邊貿易內含污染的主要部門來源
中美兩國制造業部門的污染程度不同，產業出口結構也有很大差異，表3是2004年中美雙邊貿易下中國10種污染物出口內含污染的五大部門來源。表3中，中國出口內含污染的主要部門來源在10種污染物中的排序基本相同，排名前四位的部門分別為塑料制品、機械設備、工業化
學和紡織業，其中塑料制品、機械設備和工業化學這三個部門出口內含10種污染物占總污染的百分比都超過10%，紡織業出口內含10種污染物占總污染的比例都在8%左右。排名第五位的部門依污染物的不同而不同，分別為其他化學（ToxTot、BOD、NO2、CO、PT和VOC）、其他制造業（TSS、PM10和SO2）和電子機械(MetTot)。
表4是2004年中美雙邊貿易下中國10種污染物的進口內含污染的部門來源。對于所選的10種污染物，中國從美國進口內含污染來源的前3個部門分別是工業化學、機械設備和交通設備，這三個部門進口內含10種污染物占總污染的百分比都超過10%。其中工業化學的比例很大，除了污染物MetTot和TSS的比值分別為40.63%和39.19%，其他污染物進口內含污染占總污染的百分比都在50%左右，可見中國通過從美國進口，減少了很多工業化學制品生產所產生的污染。排名第四的部門來源主要是電子機械，排名第五的污染部門為其他化學（ToxTot、NO2、PM10、SO2、CO、PT和VOC）、有色金屬（MetTot）、電子機械（BOD）和紙及紙制品（TSS）。
5 結論和政策啟示
本文使用非競爭型的投入產出表，利用1987-2004年世界銀行Trade, Production, and Protection 1976-2004數據庫和IPPS公布的ISIC三分位代碼劃分的28個制造業行業數據，將美國作為發達國家代表，將中國作為發展中國家代表，通過計算中美自由貿易內含污染量，即中美雙邊貿易各方的環境得失，考察自由貿易對發達國家和發展中國家環境的影響，檢驗污染避難所效應（要素稟賦效應）是否存在。本文首先計算28個行業的完全污染系數,并將此結果運用到貿易數據中,計算出中美雙邊貿易中的完全含污量。計算結果發現，行業完全污染系數大大高于直接能耗系數,并且行業耗能量排名有較大變化,原先相對低污染的產業在考慮了完全能耗之后變成高耗能的產業。該結論說明了綜合考察行業完全能耗的重要性,并為今后計算行業能源密集度和進行能耗分析的研究提供了新的計算參考。計算結果發現：在考慮中間產品產生污染的情況下，1992年之后所有污染物的PTT值都大于1，這意味著在雙邊貿易中，美國從中國進口內含污染量大于中國從美國進口內含污染量，美國的進口比中國的進口污染強度更高。污染避難所效應成立，中美雙邊貿易中，中國環境受到損失、美國環境獲利。但是，2002-2004年間各污染物的PTT有變小的趨勢。此外，本文還得出中美制造業雙邊貿易中，中國出口內含污染主要來源于塑料制品、機械設備、工業化學這三個部門，進口內含污染主要來源于工業化學、機械設備和交通設備這三個部門，其中工業化學的比例很大（40%以上）。
本文的不足之處為沒有考慮技術效應的作用，因為國際上沒有統計進出口實際造成的污染數據（污染強度數據只有一年），所以本文只考察了規模效應及結構效應。從上面的計算結果可知，雖然在中美貿易中，中國一直處于順差狀態，但是在考慮投入產出情況下，美國從中國進口的污染強度比中國從美國進口的污染強度高，說明中國環境在雙邊貿易中受損、美國受益，這從“局部”證明了污染避難所假說在發達國家和發展中國家是存在的。
本文通過引入內含污染和“生態逆差”等新概念，發現雖然我國對外貿易價值量為順差但資源環境卻在產生“逆差”。 長期以來，我國以資源環境密集型產品出口為導向的、以量取勝的粗放型外貿增長模式在我國對外貿易中占有很高的比例，而這一外貿增長模式成為我國目前粗放式的、不可持續生產和消費方式的加速器，加劇了我國資源環境壓力。這一結果的原因是由于我國外向型產業在國際產業鏈分工中處于低端位置，形成了進口多為高附加值產品和服務，而出口多為一般制造業產品的國際貿易結構，單位價值的進口與單位價值的出口消耗環境資源的不同，事實上造成了國際能源需求和環境成本的轉移。相關的政策建議如下:
(1)改變出口產品和進口產品的結構是轉變外貿增長方式、改善外貿環境條件的有效途徑。我國政府已從2007年開始，對“兩高一資”產品實施限制出口措施，這無疑會有利于降低出口產品的污染排放。后來由于經濟危機保出口的壓力，“兩高一資”產品的出口退稅有所恢復。在目前經濟形勢逐漸回暖的情況下，應繼續推行對“兩高一資”產品出口的限制。作為這一政策的對應面，則應該鼓勵“兩高一資”產品的進口，以提高進口產品的污染減排量，改善我國的貿易環境條件。通過以環境目標來優化貿易增長方式，調整出口貿易結構和促進產業結構升級優化，并最終實現貿易發展模式由“灰色貿易”向“綠色貿易”的根本性轉變。
(2)加快發展國際服務貿易。服務貿易是典型的綠色經濟模式，通過提高服務貿易比重、降低貨物貿易比重，是降低污染排放的一條切實可行路子。目前，我國國際服務貿易規模較小，服務貿易增長潛力很大?；谖覈壳暗漠a業結構特點，應以服務外包、軟件出口、技術引進、文化出口、建筑及有關工程服務、旅游相關服務、運輸服務等為重點，培育一批本土有國際競爭力的服務貿易企業。
(3)積極引進發達國家的低污染和低碳型產業項目。由于我國的對外貿易中加工貿易占的比重較高，以外資帶動的加工貿易所產生的污染不同忽視。一方面，應致力于從源頭上嚴把外資項目質量，不斷提高外資項目準入門檻，嚴格限制“兩高一資”和低水平、過剩產能擴張類項目進駐，鼓勵外資投向符合低碳經濟發展要求的高端制造業、高新技術產業、新能源和節能環保產業以及現代服務業，建設高效益、低污染、高質量產業生產體系。另一方面，應積極引進國際低污染和低碳經濟相關產業，推動我國低碳產業發展。
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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)
進口貿易數據范文6
關鍵詞：反傾銷；宏觀經濟變量；中日貿易
中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）12-0-01
一、序言
在我國，從1997年第一例對外反傾銷案例以來，反傾銷和被反傾銷一直是個熱議的話題。尤其從2001年我國加入世界貿易組織以來，以歐美國家為代表的他國為了維持貿易平衡、抑制我國對外出口、保護本國的民族工業，頻繁地對華實施反傾銷，使得我國成了世界上被實施反傾銷最多的國家。與此同時，我國對外實施的反傾銷調查和反傾銷措施也呈現出大幅度增加趨勢。根據世界貿易組織統計，1995年到2010年期間，我國對日本進行了31次反傾銷調查和25次反傾銷措施，使得日本成了我國對外反傾銷第二大對象國，僅次于其間我國對韓國實施的26次反傾銷。究其原因，筆者認為主要是由于我國加入世貿組織以來，日本政府為了保護本國市場和本國企業的發展，對從我國的進口品實施非關稅壁壘措施，使得我國對日貿易長期出現貿易逆差，并且對日本的貿易收支赤字幅度逐年增加。因此，我國政府不得不通過實施反傾銷措施，以調節和控制與日本的對外貿易活動?；诖搜芯勘尘?，本文將通過建立數量經濟模型并利用相關統計數據進行實證分析，從而確定影響我國對日本實施反傾銷的宏觀因素。
二、變量選擇及模型建立
前面提到本文的研究重點是試圖尋找哪些宏觀因素會影響我國政府對日實施反傾銷，下面將通過一系列假設和說明，確定本文的宏觀經濟變量，從而建立數量經濟模型加以分析。
假設1：隨著我國國內失業率的增加，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一旦國內失業率增加，政府為了通過保護國內產業從而創造出更多的就業機會，采取強硬貿易政策的可能性會大大提高，其中包括對外反傾銷措施。
假設2：隨著我國GDP增長率的鈍化，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國GDP增長出現鈍化現象時，該國政府在刺激出口的同時，采取強力的貿易措施來限制進口的可能性大大增加。因此，為了有利于恢復國內經濟，政府會更多地實施像反傾銷之類的貿易保護措施。
假設3：我國對外貿易收支出現赤字的情況越明顯，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國的整體貿易收支出現赤字的話，政府會通過對進口商品進行一定程度的控制，從而促使本國的貿易收支回到均衡水平。因此，在出現貿易順差的時候，政府往往會對進口商品實施貿易救助；相反，在出現貿易逆差即貿易赤字時，一國政府對外國制品實施貿易限制措施的可能性增大。
假設4：隨著我國對日本貿易逆差的出現，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
一國在與特定國家進行國際貿易時出現貿易赤字，為了促使兩國間貿易從不均衡回到均衡，貿易赤字發生國很可能對該特定國的商品實施限制進口的相關措施。因此，與特定國間出現貿易赤字的情況下，政府對該國產制品實施貿易限制措施的可能性增大。
假設5：隨著我國進口滲透度的增大，我國政府將強化對日本制品的反傾銷措施。
進口滲透度是衡量一國某產業的國內消費數量中進口所占比例的經濟指標，其計算公式是：特定產品的進口額÷（國內生產額+進口額-出口額）。進口滲透度的增大會減少國內產業的成長機會，迫使該國政府對進口商品實施貿易限制措施。
根據假設1～5，建立如下數量經濟模型：
其中，因變量Y表示中國對日本的反傾銷件數，自變量RGDP﹑UI﹑TB﹑BTB﹑IPM則分別表示我國實質GDP增加率﹑失業率﹑整體貿易收支﹑中日貿易收支和我國進口滲透度（名義進口額/名義GDP），?表示誤差項。
三、數據選取及實證分析
本文運用1999年到2010年12年間的季度數據對模型加以實證分析。鑒于我國國內公布的失業率數據只針對于已登記的城鎮居民，缺乏說服力，筆者將國內數據作為參考，主要使用世界貿易組織（http：//）和日本財務貿易統計局（http：//customs.go.jp）官方公布的數據進行分析。數據經作者篩選整理而得，運用EVIEWS5.0軟件，對已建立的模型做普通最小二乘法回歸。
回歸分析結果顯示，變量失業率和中日貿易收支對應的回歸系數通過了顯著性檢驗，而其他三變量對應的回歸系數不具備統計顯著性。這表明，在我國國內失業率增加之時，由于如果繼續大量進口日本制品，會讓國內的同種企業面對更強的市場競爭，從而產生更多的失業者，因此，政府為了緩和國內失業率增加的現象，將強化對日本制品的反傾銷措施。同樣地，隨著中日貿易逆差的出現，我國政府為了防止貿易逆差的累積，會通過加強對日本制品實施反傾銷，限制日本制品的進口數量。另一方面，我國實質GDP增加率的變化﹑整體貿易收支以及進口滲透度不會明顯地影響我國對日反傾銷的實施。
四、結論
本文以經濟理論為基礎，通過建立數量經濟模型并運用歷年統計數據，旨在尋找影響我國對日反傾銷的宏觀經濟變量。結果表明：主要影響我國對日反傾銷的宏觀因素是我國國內失業率和中日貿易收支，而非我國實質GDP增加率的變化﹑整體貿易收支和進口滲透度等因素。因此，為了減少中日貿易摩擦的發生，我國政府有必要在積極應對國內失業率上升問題的同時，適當調整對日進出口貿易規模，避免對日貿易長期出現赤字現象，為兩國貿易實現均衡穩定發展﹑建立互利共贏局面而做出努力。
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