进口贸易数据精选(九篇)

第1篇：进口贸易数据范文

关键词： 进口贸易；生存分析；持续时间

中图分类号：F222.3 文献标识码：A文章编号：1003-7217（2013）02-0088-05

一、 引言

随着经济全球化发展，中国和世界各国贸易往来越来越多。不仅出口在迅猛增长，进口也是在逐年增加。2004年进口贸易总额5612亿美元，2006年7914亿美元。与此同时，中国进口产品种类和进口来源国数量也在不断增加。《海关进出口数据库》显示，2004年中国进口产品种类6994种，2006年7114种；2004年中国从210个国家和地区进口，2006年这一数量增加到216个国家和地区。从总量上看，中国与世界各国的贸易关系是持续稳定增长；从微观层面上看，公司是贸易关系的承载者，基于公司层面的考察，或许可以从更深层次揭示国际贸易关系。当我们将考察视角定位在公司层面上，即一个公司从某个国家进口某种产品被视为一个特定的贸易关系时，发现中国2000年有166万对进口贸易关系，2001年183万对，2002年199万对。表面上看，中国外贸公司似乎与各伙伴之间的进口贸易关系是持续、稳定、长期的，在新的贸易关系产生的同时，旧有的贸易关系也在继续。但在作进一步分析后发现，情况完全相反，中国公司与各国之间的进口贸易关系是不断变化、不断调整的，旧有的贸易关系不断结束，新的贸易关系不断产生。在2000年的166万对进口贸易关系中，只有68万对贸易关系持续到了2001年，大约60%的贸易关系没有持续到第二年。2002年，仅有38万对贸易关系（占22.8%）还存在。只有10万对贸易关系（占6%）持续时间超过7年。究竟是什么因素在影响着贸易关系呢，他们又是如何影响的呢？

在传统的国际贸易模型中，人们经常忽视了贸易关系持续时间问题。一些理论模型总是倾向于假定贸易模式是静态的和稳定的，在这些模型中，他们认为贸易关系一旦确立就会持续到永远。例如俄林的要素供给比例理论认为，贸易是基于两国间要素禀赋的差异，在某种程度上说只要这种要素禀赋差异在两国中存在，这种贸易关系就会保持下去。尽管有另一些模型涉及到贸易的动态关系，但也很少讨论出口市场的退出问题，这些模型更多的是考虑新的出口商的进入，而对于已经存在的贸易关系会怎么样，则没有进行分析[2-5]。

除了利用理论模型来考察国际贸易关系之外，学者也利用数据进行了不少实证分析。如利用生存分析方法分析了美国的进口贸易关系及其持续时间以及德国的进口贸易关系[6，7]。

以下将根据2000～2006年《海关进出口数据库》的进口贸易数据，运用K-M曲线以及Cox比例风险模型，考察贸易关系的持续时间。同时，与Besedes & Prusa（2006）关于美国的进口贸易关系持续时间的相关研究不同，这里考察的视角定位在公司层面的贸易上，以能够更为细致地描述和揭示中国的对外贸易关系的持续时间问题。

二、 数据、模型和变量选择

（一）数据的说明及其描述性统计分析

《海关进出口数据库》（2000～2006年）包括出口和进口贸易数据，这里使用的是进口贸易数据，该数据库的产品分类标准为8位国际HS编码，逐月统计了中国进口贸易公司从各个国家进口的各种产品的金额、数量、价格等信息。为分析方便，以及借鉴同类文献的做法，本文使用经过整理后的年度数据，即只要以年为单位发生了一次或以上的贸易，都认定贸易关系持续，否则认为贸易关系中断①。需要特别注意的是，该数据可能存在两个方面的问题。一是存在删失数据（censor data）。因为考察期间是2000～2006年，共7年（表1表明，贸易关系持续时间超过7年的仅占5.12%，绝大部分不超过7年，所以，7年样本数据可以说明问题），有些贸易关系一直持续到2006年，但我们却不能观测到2006年之后的状态，因而存在删失数据问题；二是Multiple spells问题②。它涉及到进口贸易关系中断后又再产生的问题。为了简化问题，同时又与Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的处理方法保持一致，将中断后再产生的贸易关系视为新的贸易关系。

表1描述了进口贸易关系数量及比例。我们发现在所观测到的1 967 613对进口贸易关系中，有1 191 671（60.56%）对贸易关系只持续了1年；有100 757（5.12%）对贸易关系持续了7年以上。删失数据（censor data）有209 523对贸易关系，占到整个贸易关系的10.65%。存在Multiple spells问题的贸易关系（即贸易开始年份不是2000年）306 064对，占整个贸易关系的15.56%。

四、结论

以上使用“公司-产品”层面数据考察了中国进口贸易关系持续时间及其影响因素，分析发现：中国公司与各贸易伙伴之间的进口贸易关系持续时间短，大部分（80%）贸易关系仅能持续1～2年，很少（5%）的贸易关系能持续超过7年。这表明从“公司-产品”层面看，中国进口贸易关系是动态调整的：大量贸易关系结束的同时，不断产生新的贸易关系。进一步使用KM图形方法和COX比例风险模型实证分析发现：语言与贸易关系持续时间正相关，当贸易双方语言相同时，贸易关系结束可能性小，贸易关系持续时间长；初始交易额、产品交易额、GDP和人均GDP等四个因素与贸易关系持续时间正相关，其数值越大，贸易关系结束可能性越小，贸易关系持续时间越长；距离因素与贸易关系持续时间负相关，贸易伙伴距离越远，贸易关系结束可能性越大，贸易关系持续时间越短。

注释：

①

例如：从2001～2005年A公司都从B国进口第C种产品，但2006年A公司没从B国进口第C种产品，那么该贸易持续时间为5年。

②例如，从2001～2003年A公司都从B国进口第C种产品，2004年A公司没有从B国进口第C种产品，但在2005年A公司又开始从B国进口第C种产品。

参考文献：

[1]Besedes， T.Prusa， T.J.Ins， outs， and the duration of trade [J] .Canadian Journal of Economics LVIII（39），2006，（3）：266-295.

[2]Evenett，Simon J.，Venables， Anthony.Export growth in developing countries：market entry and bilateral trade flows[OL].http：//.2002.

[3]Baldwin， R.， & Krugman， P.Persistent trade effects of large exchange rate shocks[J] .Quarterly Journal of Economics， LVIII （104）， 1989，（3）：635-654.

[4]Rauch J E.Business and social networks in international trade [J].Journal of Economic Literature， LVIII（39），2001，（3）1177-1203.

[5]Rauch， J. and Watson， J.Starting small in an unfamiliar environment[J].International Journal of Industrial Organization， LVIII （21） ，2003，（3）：1021-1042.

第2篇：进口贸易数据范文

模型建立

影响进出口贸易的因素有很多种，本文就人民币汇率对上海市进出口贸易影响进行实证分析，即研究人民币汇率因素的影响。由此可建立方程模型:E=f(G，ε)式中，E表示进口(或出口)占进出口总额，G表示人民币汇率波动幅度，ε表示其他因素带来的误差，在此假设为常量。

变量选取

下文实证研究所采用的数据来自于上海市统计局官方网站，分析了2005—2011年我国人民币汇率、上海市进口额占进出口总额的比例和出口额占进出口总额比例。根据J曲线效应理论分析，因为2005—2008年处于J曲线效应，其具有时滞性，该区间数据不作为分析样本数据，故本文选取了2008年上海市的进出口数据值为样本初始值，样本长度为2008—2011年上海市进出口额数据(数据略)。

数据处理

为检验汇率波动的幅度对上海市进口额、出口额占进出口总额的比例是否存在直接影响，下文运用统计学基本原理，对进口额、出口额和进出口总额进行处理。随着2005年的汇率改革，人民币逐年升值，同时，由于J效应理论的时滞问题，汇率的变动对进出口贸易的影响从2008年开始逐步显现，由上表数据分析得到，随着人民币汇率上升，上海市进口贸易占进出口总额比重也逐年增大。(1)人民币汇率变动与上海市进口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市进口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市进口贸易额占进出口总额的比例从2008年47.429%到2011年的52.014%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在正相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图1)和函数如下:函数方程式为:E=3.7762G－0.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为3.7762，常数项为－0.0532，函数呈现正相关，所以人民币升值幅度与上海市进口贸易额占进出口总额比例成正比关系。(2)人民币汇率变动与上海市出口贸易额占进出口总额的关系。现将数据导入Excel表，软件分析得到2008—2011年汇率浮动对上海市出口贸易额占进出口总额比例图像(图略)，上海市出口贸易额占进出口总额的比例从2008年52.571%到2011年的47.959%，汇率上升幅度从2008年的0.1397到2011年的0.1520，数据显示，两个存在负相关关系，现将数据代入方程模型:E=f(G，ε)将数据导入Excel软件，回归分析，得到图像(见图2)和函数如下:函数方程式为:E=－3.7762G+1.0532，方程显示为一元一次方程，斜率为－3.7762，常数项为1.0532，函数呈负相关，所以人民币升值幅度与上海市出口额占进出口总额比例成负比关系。

第3篇：进口贸易数据范文

作者简介：徐明东(1980―)，男，复旦大学金融研究院(上海，200433)，博士生。研究方向：国际资本流动、货币政策。

近年来，不少国内学者对我国的贸易收支与汇率间关系进行了有益的研究。戴祖祥（1997）等人的研究结果认为；中国的进出口需求弹性之和大于1，满足马歇尔-勒纳条件。戴世宏（2006）发现人民币对日元升值反而有助于降低中国对日本的贸易逆差；[1]叶永刚等（2006）的实证研究表明，长期和短期人民币有效汇率与中美贸易收支均不存在因果关系，但中日贸易收支与人民币汇率之间互为因果关系，中美、中日贸易收支均不存在J曲线效应。[2]卢向前、戴国强（2005）使用协整方法，对1994至2003 年人民币实际汇率与我国进出口间的长期关系进行检验，结果表明，人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著影响，马歇尔-勒纳条件成立；J曲线效应存在。[3]

综上所见，对于人民币汇率和贸易收支的关系还没有形成一致结论。国外最新研究认为，考虑加工贸易因素影响是重要的，但国内已有文献均没有考虑FDI存量和我国加工贸易特征等因素的影响，存在估计偏误问题。[4]并且，已有文献数据较为滞后，缺乏最近2年尤其是 2005年7月人民币汇率改革以来的最新数据，数据频率又缺少月度高频数据，难以有效研究贸易收支的J曲线效应。

考虑到贸易收支与各宏观经济变量间相互影响、互为因果关系，本文采用1997―2006年月度数据运用向量自回归（VAR）方法，在考虑了FDI存量、我国加工贸易特征基础上，定量研究了我国贸易收支与汇率变动的动态关系，并分析了人民币升值环境下贸易余额不断扩大的原因。

一、1995年以来我国贸易收支与人民币汇率变动基本情况①

（一）人民币汇率变动情况

首先人民币双边名义汇率（采用直接标价法）变动情况。（1）从图2可知，人民币对美元名义汇率自1995年以来，实行钉住美元汇率政策，自2005年7月汇改以来，已累计升值6%，且升值速度呈加速趋势。（2）自欧元1999年1月诞生以来至2005年7月汇改前，人民币对欧元汇率随着美元欧元汇率变动而先升值（1999―2001）后贬值（2002―2005）；自2005年7月以来，也呈现出先升后贬的趋势。（3）人民币对日元汇率1998年8月前呈升值趋势，之后呈现出贬值与升值的周期性趋势中；自2005年7月汇改以来呈升值趋势。（4）人民币对韩元1998年1月前呈升值趋势，之后虽然2001年有所调整，基本上呈贬值趋势，2005年7月人民币汇改对其无明显影响。

其次人民币有效汇率变动情况。有效汇率指数上升表示升值，下降表示贬值。从图2可知，人民币名义有效汇率与实际汇率的变动阶段大致相同。自1995年以来人民币实际有效汇率的变动可分为四个小阶段：升值阶段（1995．1―1998．6）、贬值阶段（1998．7―2000．4）、升值阶段（2000．5―2002．4）、贬值阶段（2002．5―，其中汇改以来先小幅升值后贬值）。综上图1和图2可知，人民币汇改前由于人民币钉住美元，人民币有效汇率的变动与美元兑欧元等其他国家货币双边汇率变动趋势大致相同，汇改后人民币有效汇率表现出一定波动性。

（二）我国贸易收支变动情况

x

从图3可知，自1995―2001年我国进出口贸易保持平稳小幅增长，净出口额数据也较平稳。2001年底我国加入WTO后，进出口贸易额和净出口额明显呈加速上升趋势，且出口额增长幅度大于进口额增长幅度，导致净出口额呈上升趋势。2006年我国出口、进口和净出口分别较2001年增长了264．31%、225．50%和689．74%。

从我国贸易方式看，加工贸易具有重要作用。自1995年以来，加工贸易进出口分别约占我国进出口贸易额的40%和56%，且增长速度快于一般贸易。1995年我国加工贸易顺差与一般贸易顺差相差不大，但自1996年以来，加工贸易顺差增速更快。我国贸易收支国别结构表现出一定地域特征，中美、中欧贸易收支变动趋势相似，中日、中韩贸易收支变动趋势相似。自2001年底我国加入WTO后顺差增速加快，尤其汇改以来，中美、中欧贸易顺差以更快速度增长。自2001年以来我国对日本、韩国的逆差增长速度加快，汇改对我国同日本、韩国的贸易收支情况无明显影响。

二、我国贸易收支与人民币实际汇率变动实证研究

（一）VAR模型建立

传统理论认为，进出口贸易收支取决于汇率、收入等宏观经济变量，贸易收支与各宏观经济变量之间是一种相互影响、互为因果的关系，传统OLS计量方法通常不能对变量之间互为因果的动态关系做出有效估计，向量自回归（VAR）方法能较好的克服这种缺陷。

在实证研究中，常规做法是假定进口需求是本国真实国民收入、进口商品伙伴国价格和进口商品国内价格和汇率（直接标价法）的函数；出口需求是贸易伙伴国收入水平，本国出口商品价格和贸易伙伴国出口商品价格和汇率（直接标价法）的函数。

国内研究贸易收支与汇率变动关系主要使用上述变量。但考虑到中国进出口贸易中外资企业所起的作用，②需要考虑FDI存量对贸易流动的滞后性影响（Swenson，2004）。[5]随着世界贸易分工新格局的形成，我国由于低成本优势成为全球加工制造中心，需要考虑加工贸易与一般贸易的区别。所以我们在考察贸易收支与汇率变动关系时需要考虑FDI存量的影响和加工贸易特征的影响。

综上考虑，我们建立出口贸易、进口贸易和净出口贸易VAR模型为：

VAREX=VAR(EX,Y*,REER,IMPA,FDIS(-1))[JY]（1）

VARIM=VAR(IM,Y,REER,FDIS(-1))[JY]（2）

VARNEX=VAR(NEX,Y,Y*,REER,FDIS(-1),IMPA)[JY]（3）

其中，EX、IM和NEX分别表示出口、进口和净出口，Y和Y表示国内外真实收入，REER表示实际有效汇率，IMPA表示加工贸易进口量，FDIS(-1)表示外商直接投资的滞后值。

（二）数据说明

本文选取1997年1月―2006年11月的月度数据作为研究样本，其中国内真实收入和贸易收支数据来源于Wind资讯数据库、人民币有效汇率和国外真实收入水平的加权比重来源于BIS网站，国外真实收入数据来源于IFS数据库。相关数据采用X12加法模型进行季节调整。

本文变量名称定义如下：

EX、IM、NEX分别指中国月度出口额、进口额和净出口额；IMPA表示中国加工贸易进口额。PI和PIWorld表示中国国内真实收入水平和国外真实收入水平，因为GDP没有月度数据，采用工业增加值代替；国外真实工业增加值指数选取中国最大的四个贸易伙伴国（美国、欧盟、日本、韩国）真实工业增加值指数几何加权计算，加权比重取自BIS计算实际有效汇率的贸易比重。FDIS表示中国FDI月度存量。

（三）单位根检验

VAR方法要求数据的平稳性。本文采用扩展的迪基-富勒（ADF）单位根检验方法。滞后阶数的选择采取赤池准则（AIC），临界值采用Mackinnon临界值。单位根检验显示所有变量的对数值除净出口对数数据外，均为一阶单整I（1）数据。中国出口/进口的对数为平稳数据I（0）。为了保证模型的稳定性，所以净出口额数据换为净出口额绝对数(EX-IM)，这样需要以牺牲可比性经济意义为代价。

（四）结果分析

脉冲响应函数和方差分解是VAR模型估计结果的应用。脉冲响应函数图（Impulse Response function，IRF）能直观反映VAR模型估计的系数关系。方差分解（Variance Decomposition）能进一步评价不同结构冲击的重要性。

1．出口贸易结果分析

从图4可得出如下结论：国外真实收入增长率受到1单位的正向冲击，那么我国出口增长率将提高约0．035。人民币实际有效汇率冲击结果显示，人民币实际有效汇率升值冲击，短期内出口贸易额增长，经过约3个月滞后期，出口额开始下降，说明出口贸易的J曲线效应存在。这不同于以往一些研究我国贸易收支汇率弹性的文献结论，这是因为我们考虑了外商直接投资和加工贸易特征影响后的结果。滞后的FDI存量冲击和加工贸易的进口冲击对我国出口贸易的影响为正，说明FDI流入与贸易之间存在互补效应而不是替代效应，这与以往的研究结论相一致。

影响我国出口贸易的各变量中，方差分解的结果显示（为节省篇幅，方差分解结果不再列示），短期内出口贸易的自身冲击和国外真实收入冲击对出口贸易预测误差的贡献最大。随着时间的延长，出口贸易自身冲击作用逐渐下降，人民币实际有效汇率冲击的作用以较快速度增加，而FDI存量和加工贸易进口额冲击的作用则缓慢增加。到第10期，人民币实际有效汇率冲击的作用仍低于国外真实收入冲击的作用。方差分解的结果验证了以往研究的结论：我国出口贸易的收入效应大于价格效应。

2．进口贸易结果分析

从图5可知，国内真实收入增长率受到1单位的正向冲击，则进口贸易增长率短期内经历了先上升后下降再回复的过程。进口的增长显然受到了FDI存量的影响，FDI存量增长率冲击滞后3期时对进口贸易影响最大，进口贸易增长率增加约0．036，此时滞后的FDI存量与国内真实收入对进口贸易的影响相当。在考虑了FDI的影响后，人民币实际有效汇率的冲击对进口贸易的影响也是明显的，且存在2个月滞后期，进口贸易的J曲线效应存在。也就是说人民币的升值冲击会引起进口贸易的下降，这不同于传统国际收支理论，但与Marquez和Schindler（2006）的研究结论一致。[6]解释该悖论需要结合我国贸易特征，我国贸易额60%都是加工贸易，进口目的不像传统国际收支理论所假设的消费，而是为了出口。所以，人民币实际汇率升值，则出口相对下降，进口也相对下降。

影响我国进口贸易的各变量中，方差分解结果显示，短期内进口自身的冲击和国内真实收入冲击对进口预测误差的贡献最大，滞后FDI存量也具有一定贡献，而人民币实际有效汇率的贡献度很小。随着时间的延长，人民币实际有效汇率的贡献度以更快的速度增长，到第10期时，作用超过滞后FDI存量的作用，但仍低于国内真实收入的作用。对进口贸易的方差分解也证实了我国进口贸易的收入效应大于价格效应。

3．我国净出口贸易结果分析

从图6可知，（1）国内真实收入和国外真实收入冲击都对我国净出口贸易存在正的影响。其中后半部分结论与传统国际收支理论不符。该悖论的解释需要结合计量统计指标选取和理论内涵来理解。传统国际收支理论，包括一般的马歇尔-勒纳条件，强调需求，而忽视供给的作用。如果国内真实收入的增加不是国内吸收能力显著增加，而是国外净出口需求显著增加的结果，那么国内真实收入增加，则意味着顺差增加。近年来我国国内宏观经济面临的一个重要问题就是有效内需不足，大量的产品生产用于出口。另外，我们选取月度工业生产增加值更好了反映供给层面的状况，大量的产品出口反映了供给层面的成本优势和劳动生产率因素，基于长期供给角度的巴拉萨―萨缪尔森效应（Balassa-Samuelson Effect）研究指出，近年来人民币汇率的升值压力一方面来自于劳动生产率的快速提高。③（2）FDI存量和加工贸易的进口冲击对我国净出口贸易的影响为正。也就是说，FDI存量正向冲击引起我国顺差增加，加工贸易进口正向冲击，意味着出口也会增加，由于出口值与进口值之差为加工费收入，会引起我国顺差增加。其中，FDI存量冲击对我国净出口的影响约滞后3个月；加工贸易进口冲击的影响短期内大于长期，在第2期时达到最高点，然后逐渐下降。（3）考虑了FDI存量和加工贸易的影响后，计量结果发现人民币实际有效汇率冲击对我国净出口贸易有显著的影响。也就是，人民币实际有效汇率升值冲击，短期内引起我国贸易顺差先上升然后再下降，最后净影响为负。可知，汇率变动对贸易收支影响的J曲线效应明显，且时滞约为5个月。

在影响我国净出口贸易的各变量中，方差分解的结果显示，短期内净出口自身的冲击和国内真实收入冲击对进口预测误差的影响最大，人民币实际有效汇率和加工贸易进口冲击也具有一定影响，而滞后FDI存量冲击的影响度很小。随着时间的延长，人民币实际有效汇率的影响度以较快的速度增长。如果将国内真实收入和国外真实收入冲击影响合并在一起，则对净出口贸易的方差分解也证实了我国贸易收支的收入效应大于价格效应。

三、结 论

本文考虑了FDI存量和我国加工贸易特征的影响后运用VAR方法对我国贸易收支与人民币实际汇率变动进行了动态分析，得出如下6点结论：

1．考虑了FDI存量和我国加工贸易特征影响后，人民币实际有效汇率的变动显著影响了我国进口、出口和净出口贸易。这不同于以往的研究成果。

2．人民币实际汇率变动对贸易收支影响的J曲线效应存在，时滞约为5个月。实证显示，人民币实际汇率变动对出口、进口和净出口贸易均存在滞后影响。

3．人民币实际汇率变动对我国进口和出口贸易影响的同向性明显。也就是说，人民币实际汇率升值冲击，会引起出口和进口都下降。

4．我国贸易收支的收入效应大于价格效应。也就是说，国内外真实收入的变动对我国出口、进口和净出口的影响大于人民币汇率变动对我国出口、进口和净出口的影响。

5．国外真实收入增加使我国顺差增加，国内真实收入的增加也使得我国顺差增加。国内真实收入的增加不是国内吸收能力显著增加，而是国外出口需求显著增加的结果。

6．我国出口和顺差高速增长不仅受需求层面的国内外真实收入和人民币实际汇率影响，还受FDI不断流入、劳动生产率快速增长、汇率改革等重大制度性事件的影响。在各方面因素综合作用下，预计我国贸易顺差扩大的趋势短期内不会改变，人民币升值不能改变中国同美国等国的贸易收支状况。人民币可适当放宽升值幅度，但不能够大幅度升值，对进出口贸易企业的调研发现，91%的企业表示能承受的人民币升值幅度为年升值5%以内。

注 释：

①本部分人民币名义汇率数据来源于IFS数据库，采用期内平均汇率，其中人民币对欧元、日元和韩元数据根据对美元的三角汇率套算；人民币有效汇率数据来自于BIS网站。

② 据统计，中国目前出口贸易额中三资企业占比为65%。

③ 世界大企业联合会（The Conference Board）研究报告显示，2006年中国劳动生产率增速全球第一，达9．5%；印度为6．9%；欧盟是4．1%；美国为1．4%。

主要参考文献：

［1］戴世宏．人民币汇率与中日贸易收支实证研究［J］．金融研究，2005(6)．

［2］叶永刚,胡利琴,黄 斌．人民币实际有效汇率和对外贸易收支的关系――中美和中日双边贸易收支的实证研究［J］．金融研究,2006(4)．

［3］卢向前,戴国强．人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994―2003［J］．经济研究,2005(5)．

［4］Eckaus,R. Should China Appreciate the Yuan?［J］.MIT Working Paper 04-16, 2004.

［5］Swenson，D. Foreign Direct Investment and Mediation of Trade Flows［J］.Review of International Economics,2004.

［6］Jaime Marquez and John W. Schindler.Exchange-Rate Effects on China's Trade: An Interim Report［J］.FED International Finance Discussion Papers #861（May）,2006.

Real Exchange-rates Effects of RMB on Chinas Trade：1997-2006

Xu MingdongAbstract：This paper, using the monthly data from 1997 to 2006, develops a VAR model to estimate the dynamic exchange-rates effects on Chinas trade, controlled the effects of the FDI stock and processing and assembly trade. The estimation results suggest that exchange-rates effects on Chinas trade are significant, J-curve effect is also significant within 5 months, exchange-rates effects on exports and imports have the same trend, and income effect on trade is more than price effect etc.Key words：trade surplus；real exchange rate of RMB；J-curve effect

第4篇：进口贸易数据范文

关键字：人民币汇率；进出口；加工贸易；马歇尔-勒纳条件

一、引言

由于受到许多因素的影响，尤其是美国对人民币的施压，中国人民银行在《2012年第四季度货币政策执行报告》中说，人民币小幅升值，双向浮动特征明显，汇率弹性明显增强。扩大汇率波动幅度是探索浮动汇率制的重要一步。然而在外部环境的作用下，汇率波动幅度的扩大实际上是一把双刃剑。欧美国家规模巨大的热钱转向新兴经济体淘金，发展势头良好的中国成为首选目标，这也在一定程度上推高了汇率。

依据马歇尔-勒纳条件，贸易商品的需求、供给弹性非常重要，它们能够决定某国的货币相对于其他国家货币贬值时是否会改善该国贸易收支状况。当且仅当出口需求弹性同进口需求弹性之和大于l，货币贬值才能够改善贸易收支；对于顺差国，货币升值抑制出口同时缓解顺差。在人民币汇率始终存在一个升值压力的背景下，研究人民币汇率升值对我国经济的影响十分重要。

二、加工贸易与人民币升值的关系

加工型贸易实际上是劳动密集型的行业，其进出口状况的变动对贸易结构整体影响非常巨大，是中国对外贸易的重要形式。加工贸易已成为我国出口贸易的主导，2011年，我国货物进出口总额为36421亿美元，我国加工贸易进出口总额达到13052.1亿美元，占同期我国进出口总额的35.80%。2012年，我国货物进出口总额为38667亿美元，我国加工贸易进出口总额达到13439亿美元，增长2%，占同期我国进出口总额的34.76%。

作为一种货币与另一种货币的比价，汇率的升值或贬值会直接反映到进出口商品和服务价格上，从而影响进出口规模和增长速度。由于决定一国进出口数量和价格的因素很多，所以汇率短期波动对进出口的影响通常不大。如果汇率长期地向一个方向调整，那么对进出口增长的影响就会显著地表现出来。

我国的加工贸易目前处于全球化产业链中的较低位置，零部件和原材料大量依赖进口，不存在对其他企业的示范效应和扩张效应，故我国目前出口产品的结构是以初级产品和劳动密集型产品为主，高技术产品出口不具有竞争优势。随着人民币的升值，我国人力资本优势被逐渐抵消，那么企业出口利润的下降将严重影响出口商的积极性。

三、人民币升值对加工贸易影响的分析与研究

加工贸易进出口状况的变动对贸易结构整体有重大影响，是中国对外贸易的主要方式。为分析人民币升值对加工贸易的具体影响，笔者试用国际收支弹性的相关理论及实证分析来进一步说明，以揭示人民币升值与加工贸易之间的关系。

（一）理论与数据分析

1.理论分析

笔者借助国际收支弹性理论来分析人民币升值对加工贸易的影响。国际收支弹性理论着重分析汇率因素对贸易收支的影响，认为货币贬值可以提高外国商品相对国内商品的价格，但贬值能否改善贸易收支取决于国际贸易的供求弹性。

需求弹性指的是价格变动所引起的进出口需求数量的变动程度。当进出口的需求弹性之和大于1，即（Dx+Dm）>1（Dx，Dm分别代表出口、进口需求弹性）时，某国家存在贸易逆差，当Vx

2.数据分析

下面我们来根据中美两国的通货膨胀率变化来分析汇率的变化和加工贸易之间的关系。人民币升值与国内通货膨胀存在负方向变动关系，进而在贸易过程中各国家通货膨胀率对贸易商品价格影响巨大，故在分析汇率同加工型出口贸易之间的关系时，需要将通货膨胀率这一因素内生化处理。因此在实证研究时应将名义汇率换算成实际汇率，剔除通货膨胀的外生影响。实际汇率的计算采用购买力平价理论，计算公式为：R*=R（Pa /Pb），其中R表示名义汇率，R*表示实际汇率，Pb表示美国通货膨胀率，Pa表示本国通货膨胀率，通过计算能够得出人民币兑换美元的实际汇率变化。

同时经济实力与加工贸易也存在着很大的关系。衡量一国经济实力的指标通常为该国的GDP总量。中国加工型贸易的三大对象国分别是美国、欧盟及日本，故应该对其GDP做加权平均处理，令其成为汇率与加工型进出口贸易关系实证研究的某个变量。但由于现有统计数据和权数难以获得，且汇率数据是人民币兑换美元汇率，故实证研究中的经济体实力的衡量标准仅使用美国的GDP。

（二）实证研究

1.模型假设

马歇尔-勒纳条件在中国加工型进出口贸易中是否能够成立主要取决于四个弹性：（1）进口商品供给弹性；（2）进口商品需求弹性；（3）出口商品供给弹性；（4）其他国家对该国出口商品需求弹性。这里笔者考虑两个假设情况。

假设1：加工型贸易产品的价格仅受汇率影响，汇率贬值表示商品价格下跌，汇率升值表示商品价格上涨。

假设2：任意一个国家拥有大量空余生产资料使出口产品供给具有完全弹性，未达到充分就业状态。在此基础上，只需根据进口商品需求弹性和出口商品需求弹性来判断中国加工型进出口贸易的马歇尔-勒纳条件是否成立。

按假设条件可以构造出汇率和加工型贸易进出口额间的一个函数。如果汇率和加工型贸易出口额同方向变动，同时和加工型贸易进口额存在负相关关系时，则马歇尔-勒纳条件成立，反之则不成立。

2.构造模型

为了使数据之间有较强的相关性，各个参数均选取对数，加工贸易产品的出口贸易额是人民币实际汇率和出口国国内生产总值Y（使用美国GDP数值）的函数，通过该函数可以观察加工型贸易出口产品的需求弹性。构造的函数式为

lnX=β0+β1lnY+β2lnR

由于技术型贸易壁垒的存在，这里设置一个虚拟变量Q。该虚拟变量2001年以前取值为0，2001年后取1，同时设定加工型贸易进口额M为虚拟变量Q、人民币实际汇率R和中国国内生产总值Y*的函数，该函数可以反映加工贸易的进口商品弹性。构建的函数为

lnM=β0+β1lnY*+β2lnR+β3Q+β4QlnY*

3.实证结果

根据《中国统计年鉴》中1991～2012年的实际汇率、中国GDP、美国GDP、出口额与进口额指标数据及虚拟变量的假设值，在置信区间=0.025的条件下进行分析，通过模型自相关检验，该组数据的拟合程度较高，得到的加工型贸易出口额与汇率关系的函数结果为

lnX=-1.54+0.66lnY+0.64lnR

通过观察，各参数系数都比较符合实际经济意义，汇率与加工型贸易出口额之间存在同方向变动关系；同时发现出口对象经济体的实力为出口额的最大影响因素，GDP变化1%，则加工型贸易产品的出口额上升0.66%，满足了马歇尔-勒纳条件成立时对出口需求弹性的要求。

同理得到的加工型贸易出口额与汇率关系的函数结果为

lnM=-2.38+0.79lnY*+0.80lnR-2.65Q+0.32QlnY*

通过自相关性检验，该组数据的拟合程度较高，当存在技术型贸易壁垒时，加工贸易进口额会减少2.65%。通过分析可知其不满足马歇尔-勒纳条件的成立要求，汇率和加工型贸易进口额存在同方向变动关系。这里的原因有多方面。首先，数据选取可能造成偏差。由于本文中的经济体实力数据仅使用美国GDP数据，这与现实情况不同。其次，汇率数据使用期末数据，与现实发生的贸易数据会有时间上的不同步进而造成误差。最后，可能源于我国加工型贸易产品的结构组成问题。

（三）实证结果分析

进口额对实际汇率的弹性符号并不满足马歇尔-勒纳条件成立的要求，不过中国加工贸易出口额相对于实际汇率的弹性符号满足马歇尔-勒纳条件成立的要求。由此得到以下结论：马歇尔-勒纳条件的目的在于通过汇率调整改变贸易收支状况。不发达国家进出口产品主要为低弹性商品，即进行的主要为低技术产业条件下的加工贸易，因而汇率作用较小。与之相对的，发达国家进出口产品大多为高弹性工业制品，即进行的主要是高新技术产业条件下的加工贸易，故通常状况下汇率发挥的作用很大。中国加工型进出口贸易中马歇尔-勒纳条件的失效表明，中国加工型进出口贸易多为低级工业产品及初级产品，即是低弹性商品，由于同时技术型贸易壁垒始终存在，如果不提升中国加工型贸易的产品结构，将不利于其发展进而抑制贸易体系的整体发展。

四、应对人民币升值对加工贸易影响的对策

1.发挥市场供求对汇率浮动的作用

从近期来看，人民币汇率浮动的加剧对中国进出口贸易不具有显著影响，故可以提升人民币汇率波动幅度从而调控宏观经济的运作，适度加大人民币弹性。首先，中国进口商品主要是技术、资本密集型产品，这些产品往往技术、知识附加价值极高。因为中国国内市场紧缺物美价廉的替代产品，故很大程度上制约了中国进出口企业的议价能力。其次，中国的出口产品附加价值非常低，绝大多数为资源、劳动密集型产品，一半以上属于加工贸易，获取比较优势的首要手段是价格竞争。前文实证结果分析显示，中国广大企业对实际汇率并不具备相应的敏感性，这表明中国对外开放到如今，实际汇率并没有发挥合理配置国内外资源的职能。

2.提升企业对防范汇率风险的认识

中国广大企业对实际汇率及价格缺少敏感性，这是由于一直以来都是央行承担货币超额需求的调解及货币超额供。提升对中国进出口企业和广大居民的汇率风险认识非常重要。首先，要提升金融衍生产品的服务质量，使金融衍生产品的市营策略合理化。外汇指定银行应该在合理风险控制的基础上扩大衍生产品的业务领域，适度放宽办理业务的有关限制，放宽金融衍生避险工具的办理权限，为我国广大企业提供宽松的外汇业务运作环境。其次，中国政府要积极引导以提升大家对汇率风险的防范意识。中国外汇管理部门同外汇指定银行要完善业务知识的培训及汇率风险防范业务的宣传，使企业通过期限调整、货币调整、强化财务管理、收汇多样化等办法，将汇率风险减至最低。

参考文献：

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[2]韩灵梅.人民币汇率升值对河南出口企业的影响[J].商业研究，2008（02）.

[3]卢峰.人民币实际汇率之谜―中国经济追赶实践提出的挑战性问题[R].北京大学中国经济研究中心中文讨论稿，2006.

[4]苗红.技术型贸易壁垒对中国农产品出口贸易的影响与对策[J].农业经济，2006（04）.

[5]王钰.人民币升值与加工贸易升级：一个实证分析的结果[J].改革与战略，2010（01）.

[6]杨缅昆，沈能.关于人民币升值对治理通货膨胀积极效应的实证分析[J].统计研究，2012（10）.

[7]张定胜，成文利.人民币升值和中美贸易关系[J].世界经济，2011（02）.

第5篇：进口贸易数据范文

[关键词]伯格斯模型；服务净进口；服务净出口；价格贸易条件

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.42.166

1 文献综述

国外理论界关于服务贸易收益的研究大致可以归纳为三类：一是在传统理论框架之内探讨服务贸易自由化所带来的收益；二是沿袭新贸易理论的分析范式，改变完全竞争等传统假设，基于服务差异性和规模经济对服务贸易的收益进行研究；三是从分工和生产专业化角度出发，讨论服务贸易自由化的收益。此外，很多学者对服务贸易自由化的收益进行了实证检验。Dee和Hanslow（2000）发现，如果取消乌拉圭回合中所有的服务贸易和货物贸易壁垒，全球将从中获得2600亿美元的收益，其中1300亿美元来自于国际服务贸易的自由化；Chadha（2000）检验了印度服务行业关税平均下降25%时产生的影响，结果是印度服务贸易大幅度增加，在矿业、食品制造业、纺织业等部门的产出和效率上升，在机器制造业部门则下降；Konan 和 Maskus（2002）近似地预测了突尼斯服务贸易自由化的影响，结果是主要收益来自于金融业、商业服务和电信业三个生产者服务部门。多数学者的研究表明，生产者服务的自由贸易可以增加贸易双方的福利。

货物贸易条件的变化是衡量服务贸易自由化收益的指标之一。综合国内文献来看，对物贸易条件的研究主要集中在三个方面。一是分析各国贸易条件的变动趋势；二是对贸易条件变化的原因进行分析；三是研究影响贸易条件的因素。在贸易条件影响因素方面，主流观点认为经济增长、产业结构、进出口商品结构、外商直接投资、汇率及关税等对货物贸易条件产生了影响，然而从服务贸易角度探讨对货物贸易条件影响的文献不多。张慧、黄建忠（2012）基于伯格斯模型分析了我国1997―2008年服务贸易自由化对货物贸易条件产生的效应，结论表明，总体而言，货物价格贸易条件和单要素贸易条件分别随着服务净进口的增加而相应恶化和平稳改善，但不同服务部门的净进口对我国货物贸易条件的影响不同；黄佳琪、张伟强（2015）对我国1997―2012年服务贸易净进口额和价格贸易条件进行了分析，发现两者之间呈现出较为明显的负相关性，且生产者服务贸易净进口和货物价格贸易条件间的负相关性更强。

由此可见，已有文献主要分析中国服务贸易情况对贸易条件的影响，本文则扩展了考察对象，利用伯格斯模型进一步研究服务贸易自由化对货物价格贸易条件产生的效应。鉴于数据的可得性，本文从七国集团和新兴经济体当中选取15个国家进行分析，这些国家中既有发达国家，又有发展中国家，共同特点是经济发展水平较高，服务贸易发展较快，因此研究其服务贸易差额对价格贸易条件的影响具有一定代表性。

2 伯格斯模型

伯格斯认为，对标准的H-O-S模型做简单修正，就能得到适用于服务贸易的一般模型。伯格斯模型的关键假设为服务是用来生产两种产品的中间产品，而不是最终消费产品。同时，伯格斯模型将H-O-S模型扩展为2×2×3模型，即两个国家、两种生产要素（劳动L和资本K）、生产两种产品和一种服务。该模型说明了不同国家在服务贸易上的特点是如何形成比较优势从而决定商品贸易模式的。

2.1 伯格斯模型的主要内容

如图1所示，首先，假设只有商品可以自由贸易，而服务不可贸易。本国专业化生产产品1，外国专业化生产产品2，这种专业化分工格局由两国要素禀赋差异决定。最初的均衡点在点A，即本国生产y01产品1，外国生产y02产品2，两国互相交换一部分产品后，在点C处进行消费。在两国国内，完全竞争条件和生产要素在部门间的流动能够保证有效率的生产，但是服务上的贸易壁垒阻碍了服务价格均等化。TT曲线代表在一国服务部门产出可以作为另一国产品部门投入的情况下，两国所能生产的最终产品的组合。点A处的斜率表示外国产品2生产过程中服务的边际产出与本国产品1生产过程中服务的边际产出的比率。现在假设服务的贸易壁垒消失，由于在点A处TT曲线的斜率大于UU曲线的斜率，所以本国将出口服务，新的均衡点将移至点B。因此，服务贸易自由化导致世界产出构成发生变化，并使商品的相对价格发生改变。对于本国来说，相对价格曲线变陡，也就是说服务出口国的价格贸易条件改善；而对于外国即服务进口国来说，其价格贸易条件则发生恶化。

2.2 伯格斯模型的结论

2.2.1 提供服务的技术差别是一国商品比较优势的重要决定因素

一个厂商是选择合约经营还是自己提供服务，取决于服务的市场价格和要素价格的相对水平：如果服务价格高于劳动力成本和利率水平（工资和租金），生产厂商就较少依赖服务部门。一旦技术或政策壁垒阻碍了服务贸易，服务就只能由自己提供，且服务只能作为产品生产的中间产品随着产品的贸易进行间接贸易，那么提供服务的技术差别将成为一国商品比较优势的重要决定因素。

2.2.2 服务贸易自由化有利于出口国

由于一国的要素供给固定不变，相对要素存量差别决定了一国的比较优势。对于服务出口国来说，本国具有比较优势的产品产量不变；而对于服务进口国来说，进口的服务促使本国具有比较优势的产品产量增加，从而引起本国产品价格下降，即服务进口国的价格贸易条件恶化。

伯格斯模型说明： 服务贸易提高了世界整体福利水平，但是服务贸易双方未必都能分享到这些增加的福利，服务进口国的贸易条件会恶化。

3 主要国家服务贸易差额与价格贸易条件现状

根据伯格斯模型，可以通过各国的服务贸易差额情况检验其对货物价格贸易条件的影响。服务贸易差额由一国服务贸易出口总额减服务贸易进口总额计算而得，正值表示该国为服务贸易净出口国，负值表示该国为服务贸易净进口国。2000―2013年数据根据《国际收支手册第五版》（BPM5）计算，2014年数据根据《国际收支手册第六版》（BPM6）计算。

贸易条件是衡量一国一定时期在国际贸易中获利能力的综合指标，包括价格贸易条件、收入贸易条件和要素贸易条件三个方面。最初，贸易条件仅指价格贸易条件。其中，价格贸易条件是其他贸易条件的基础。同时，由于伯格斯模型侧重考察的是价格贸易条件，因此本文也选择价格贸易条件来考察服务贸易的影响。价格贸易条件（Net Barter Terms of Trade）又称净实物贸易条件，是一国出口与进口的交换比价，反映单位出口商品的进口能力。其公式为：

式中，Px和Pm分别为出口商品价格指数与进口商品价格指数。NBTT增大，则出口单位商品可换得的进口商品数量增加，价格贸易条件改善；NBTT下降，则价格贸易条件恶化。

如表1所示，2000―2014年，埃及、土耳其、美国、英国和法国五国为服务贸易净出口国，其他国家则一直处于服务贸易逆差状态。而从价格贸易条件指数上看，如表2所示，服务净出口国中的埃及和英国的价格贸易条件有小幅改善，而土耳其、美国和法国的贸易条件则在一定程度上恶化；在10个服务净进口国中，孟加拉、中国、越南、日本和德国贸易条件有所恶化，其他五国贸易条件表现为改善。将这15个国家的两个指标对应来看，服务贸易差额与价格贸易条件指数同向变动年份大于反向变动年份的有土耳其、巴西、中国、墨西哥、尼日利亚、俄罗斯和加拿大；反向变动年份大于同向变动年份的有埃及、美国、英国、法国、孟加拉和日本。

如图2所示，2000―2008年，我服务贸易净进口额在波动中缓慢增长，而2008年以来，服务贸易净进口迅速上升。与此相对应，我国的价格贸易条件在总体上表现为下降，尤其是2002―2008年，下降较为明显。总体而言，服务贸易净进口与价格贸易指数变动趋势相反。

4 实证分析

4.1 模型、数据及方法

4.1.1 模型设定

本文主要研究的是服务贸易差额对价格贸易条件的影响效应，因此选择价格贸易条件作为被解释变量。为了更好地解释价格贸易条件变动的原因，除了将服务贸易差额作为主要解释变量之外，还选取了经济增长、外商直接投资和出口商品结构指数作为控制变量，建立多元回归模型，并借助Eviews8.0对2000―2014年间价格贸易条件的变化情况进行实证分析。

根据上述分析，建立如下回归方程：

在进行实证分析时，通常采用取对数的方式消除样本数据的异方差性，但由于NBTT和RMP是比值数据，而FDI数据中存在负数，不宜取对数，因此保留以上变量的原始数据，仅对NST和GDP两个变量的数据取对数。本文回归模型最终确定为：

式中，α0为截距项，NBTT表示货物价格贸易条件，NST表示服务贸易差额，GDP表示经济增长，FDI表示流入本国的外商直接投资，RMP表示出口商品结构指数，μit为随机扰动项。

4.1.2 样本选择

考虑数据的完整性，本文最终选择了15个国家2000―2014年的截面数据。同时，本文将样本分为服务贸易净出口国、服务贸易净进口国，从这两个角度进行具体分析。其中，服务贸易净出口国包括埃及、土耳其、美国、英国、法国5个国家，服务贸易净进口国包括孟加拉、巴西、中国、墨西哥、尼日利亚、俄罗斯、越南、日本、德国和加拿大共10个国家。

4.1.3 数据说明

货物价格贸易条件指数数据来自于世界银行数据库，其他数据则均来自于UNCTAD数据库。其中，服务贸易差额和经济增长数据单位是亿美元，计量回归时采用自然对数；外商直接投资采用流量数据，单位为亿美元；按照国际贸易标准分类把出口商品分为初级产品和工业制成品。其中，0-4类商品为初级产品，5-9类商品为工业制成品。出口商品结构指数=（工业制成品出口总额/初级产品出口总额）×100。

4.2 净出口国服务贸易与货物价格贸易条件的关系

4.2.1 描述性分析

表3报告了各变量的描述性统计值。FDI是各国差别最大的量。在样本区间内，NBTT最高的为埃及，其均值是127.333，最低的为土耳其，其均值是94.627；lnNST最高的为美国，其均值是6.986，最低的为埃及，其均值是3.778；lnGDP最高的为美国，其均值是11.829，最低的为埃及，其均值是7.250；RMP最高的为美国，其均值是527.573，最低的为埃及，其均值是87.907。

4.2.2 单位根检验

利用LLC、Breintung、IPS、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。由表4可知，只有RMP的水平值是平稳的，但对各序列进行一阶差分后，所有变量均为平稳序列，即所有变量均为一阶单整，可以继续进行协整检验。

4.2.3 协整检验

面板数据的协整检验主要包括Pedroni、Kao和Johansen三种方法，本文采用Pedroni协整检验方法。如表5所示，除Panel-rho以及Group-rho为接受原假设以外，其余都拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑，认为价格贸易条件和服务贸易净出口、经济增长、外商直接投资以及出口商品结构指数之间存在协整关系，可进行回归分析。

4.2.4 回归结果

根据Hausman检验判断应当选择固定效应模型还是随机效应模型。Hausman检验的原假设是个体效应与回归变量无关，应建立随机效应模型。当其对应的P值小于0.05时，拒绝原假设，应建立固定效应模型。本文的检验结果支持了固定效应模型。

利用形式设定检验方法（N=5，k=5，T=14），由于计算出的F1和F2均大于临界值，因此模型采用变系数形式。为减少异方差，本文采用Cross-section SUR加权的GLS估计方法，对固定影响变系数模型进行GLS估计。由表6和表7的估计结果所示，各截面成员影响因素的系数具有显著差异。

首先对各服务贸易净出口国NBTT与lnNST两个变量间的关系进行检验。如表6所示，服务贸易净出口对法国、土耳其和美国具有显著影响，且系数均为负。加入另外三个变量后，如表7所示，回归方程的可决系数由0.6766提高至0.9537，拟合程度更好，但是与表6相比，服务净出口额对价格贸易条件的影响发生了较大变化。只有美国和英国通过了显著性检验，并且土耳其、美国和英国的系数符号均与表6中相反。美国作为世界上最大的服务净出口国，通过服务出口以及服务技术转移改善了自身的价格贸易条件。经济增长对美国价格贸易条件的影响最大，FDI也通过了检验，但影响较小。英国虽然也是服务净出口国，然而其服务净出口额对价格贸易条件的影响为负。

从以上分析来看，仅考虑服务净出口与价格贸易条件的关系时，只有埃及和英国的系数符合伯格斯模型的结论，但是这两个国家均未通过显著性检验；而在加入其他变量之后，埃及、土耳其和美国支持了伯格斯模型，其中只有美国通过了10%的显著性水平检验。由此可知，对于服务净出口国来说，服务贸易与货物价格条件之间不具有单调性。

4.3 净进口国服务贸易与货物价格贸易条件的关系

经单位根检验，所有变量均为一阶单整，并且各变量之间存在协整关系，可以进行回归分析。由于Hausman检验的P值为0.0000，所以仍然建立固定效应模型。回归结果如下。

由表8可知，服务净进口对价格贸易条件具有显著的影响。在10个国家中，只有孟加拉、中国和墨西哥的系数为负，而在其余国家中，俄罗斯的服务净进口额每增加1个百分点，价格贸易条件将增加45.8075个百分点，影响效应最强。如表9所示，方程的拟合程度更好，但是只有加拿大、中国和尼日利亚的服务净进口额通过了显著性检验。加入其他变量之后，除德国外，其他各国系数α1i的绝对值均有所减小，表示服务净进口额对价格贸易条件的影响程度相应降低。

从以上分析来看，仅考虑服务净进口与价格贸易条件的关系时，只有孟加拉、中国和墨西哥的系数符合伯格斯模型的结论，且显著性较强；而在加入其他变量之后，孟加拉、巴西、中国、德国、墨西哥和越南支持了伯格斯模型，但其中只有中国通过了显著性检验。

5 结 论

本文采用面板数据方法检验了服务贸易对货物价格贸易条件的影响。在15个样本国家中，服务净出口与价格贸易条件并非都同向变化，服务净进口与价格贸易条件也没有都表现为反向变动，这与伯格斯模型的结论不符，表明服务贸易对货物价格贸易条件的影响具有差异性。一国的服务贸易情况除了包括服务差额，还包括服务的进出口结构和技术水平等，而价格贸易条件不仅要受到本国各种因素的影响，还要受到一国在国际分工中的地位、主要贸易伙伴国的经济状况以及国际经济环境等多方面因素的影响。

就中国而言，无论是单纯考虑服务净进口与价格贸易条件的关系，还是综合考虑各因素对价格贸易条件的影响，服务净进口的系数均为负，表示随着服务净进口额的增大，我国的货物价格贸易条件在恶化，这符合伯格斯模型的结论。同时，我国GDP每增长1个百分点，价格贸易条件将增长39.9631个百分点；当外商直接投资和出口商品结构指数各增长1个百分点时，价格贸易条件相应分别减少0.0703和0.0205个百分点。可见，经济增长对我国价格贸易条件改善的作用最大。近年来，我国出口商品的数量和质量均有提高，尽管2008年经济危机对世界经济造成了冲击，但是我国的经济仍然维持了较高的增长速度。由于外商直接投资投入我国的出口优势部门即劳动密集型部门，因而对我国的价格贸易条件产生了负向影响，但是随着我国劳动力成本的提高，跨国公司对我国劳动密集型部门的投资逐渐减少，因此系数较小。出口商品结构的影响为负且负效应很小，意味着我国的出口虽然仍以初级产品为主，但出口商品结构不断优化。在今后的发展中，应当进口技术水平较高的服务，不断提高我国服务的竞争力，逐步缩小在服务贸易中的逆差，并由此带来价格贸易条件的改善。此外，还应保证高质量的经济增长、妥善利用外商直接投资并优化出口商品结构。

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[2]黄佳琪，张伟强.服务贸易对货物价格贸易条件的影响分析――基于伯格斯模型的分析[J].商，2015（4）：91-93，58.

[3]姚星，刘小差，黄枫.货物贸易与服务贸易发展的动态关系研究――基于143个国家1982―2008年数据的实证分析[J].宏观经济研究，2011（9）：53-60.

第6篇：进口贸易数据范文

关键词：中美 农产品 贸易特点

中图分类号：F26.2 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2016）05-072-03

引言

自2012年起，世界农产品贸易增速放缓{1}，近3年年均增长率仅为3.6%。据联合国粮农组织预测，在今后的10年时间内，全球农产品贸易增速将放缓。受此影响，中国农产品出口额增速从2011年的23.1%锐减至2012年的4.22%，并在之后的几年内增速一直维持在10%以内，中国对美国农产品出口额的增速则更低{2}。两国农产品贸易发展遇到瓶颈，美国对中国农产品的需求日趋饱和，仅依靠加大生产要素投入的方式无法达到显著扩大两国农产品贸易规模的目的。为了进一步深化中美两国农产品贸易，国内学者纷纷提出应充分研究两国贸易结构和特点，明确中美双方的比较优势和贸易中表现出来的互补、竞争或产业内贸易等特点，制定符合农产品贸易现状和特点的贸易策略，实现双方贸易的精细化发展。

近年来许多学者将中美贸易的研究视角放在贸易结构及特点的研究上，并从不同角度进行了分析，田园（2011）指出由于两国产业结构差距显著加之居民消费结构不同，导致中美贸易结构不对称；宫智新（2011）依据产品的加工程度和技术含量等角度重新划分中美农产品贸易品类，形成高、中、低技术产品等产品类型，对中美两国农产品贸易方式的研究一直是近年来国内外学者研究的热点领域；郑素静（2011）运用贸易指数测算中美贸易互补性，结果显示两国农产品贸易互补性远高于竞争性，从而指出两国贸易方式应以互补性贸易为指导；韩灵梅（2014）指出目前中美产业内贸易方式规模小，且产生原因主要是两国居民对农产品质量差异性需求，而非对农产品消费偏好，这将导致中国在双方贸易时处于被动地位。

从目前的研究来看，对两国农产品贸易各个细分品类的贸易特点研究较少。研究中美农产品贸易中各个品类的贸易规模和特点，可以针对品类不同的状况制定与其相适应的贸易策略，使两国农产品贸易更加精细化，本文依据2007年至2014年世界贸易组织数据，遵循海关分类标准（HS2007），运用互补性指数、产业内贸易指数等对中美农产品贸易进行各品类的贸易特点分析，以求针对中美农产品贸易的各个品类发现适合其发展的贸易方式。

一、中美农产品贸易现状

1.中美农产品贸易增速放缓。世界贸易组织（un comtrade）数据显示，中美农产品贸易总额一直持上升趋势，从2007年的110亿美元增长至2014年的331亿美元，年均增长率达17%，远高于世界农产品贸易年均增长率。但自2012年开始，中美农产品贸易总额增幅放缓，年均增长率下滑至4%，在2013年甚至出现逆增长现象，中美农产品贸易规模遇到瓶颈。

2.中国处于劣势地位。中国对美国的农产品进口额占中国农产品进口总额的20%以上，而美国进口中国农产品总额仅占其农产品进口总额的11%左右，中国对于美国的农产品依赖程度偏高。不仅如此，两国贸易差额除2013年外均以年均20%以上的增速持续扩大，截至2014年中美农产品贸易差额已经达到184亿美元，中国常年处于贸易逆差地位。

3.中美农产品贸易结构单一。中国出口美国的农产品中水产品（HS03）是最主要的品类，占农产品出口总额的26%。排名前五的农产品品类（其他品类分别为水产品制品（HS16）、蔬菜及水果等制成品（HS20）、食用蔬菜（HS07）和动物饲料（HS23））在中美农产品出口总额的占比高达73%；在中国进口美国农产品时，进口品类结构单一的特点更加明显，仅油籽类（HS12）进口总额即占进口总额的65%，排名前五的农产品品类（其他品类分别为谷物（HS10）、动物饲料（HS23）、水产品（HS03）和肉类（HS02））在中美农产品进口总额的占比高达90%。

综上，目前中美农产品贸易存在发展速度放缓、贸易逆差不断扩大以及贸易品类单一的现状。只有对中美贸易方式进行深入研究，针对不同品类农产品运用合理的贸易方式，才能解决上述问题。

二、中美农产品贸易特点

本文分别从贸易结合度、贸易互补性以及产业内贸易程度三个指标进行多角度分析中美农产品贸易点。

根据经济学家布朗（A.J. Brown，1947）提出的理论，贸易结合度是一国某类产品出口份额与另一国该类产品的进口份额之比，直观地体现出两国贸易的依存程度，计算公式如下：TCDij=（Xij/Xi）/（Mj/Mw）{3}。其中TCDij表示i国对j国的贸易结合度指数；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国的进口总额；Mw表示世界进口总额。根据其定义，当TCDij>1时，表明i、j两国双边贸易联系紧密；当TCDijTCDji时，则表明i国对j国的贸易依赖程度比j国对i国的高，反之亦然。

贸易互补性指数则是一国某类产品的显示性贸易优势指数与另一国的贸易劣势指数的乘积，本文综合考量贸易出口国与进口国间的水产品生产专业化程度的差异，量化两国间的水产品贸易互补性。其计算公式如下：TCIij=RCAkxi×RCAkmj，其中RCAkxi表示出口国x在k类农产品上的显示性比较优势，RCAkmj表示进口国j在k类农产品上的比较劣势。当TCIij较大时，说明出口国的出口品类与进口国的进口品类相吻合，即两国在该类农产品贸易中具有较强的互补性；若TCIij小，表明出口国的出口品类与进口国的进口品类不一致，即两国间农产品贸易互补程度较低。一般而言，如果TCIij>1，表明两国之间在贸易中互补性较强；如果TCIij

Bruelhatr{5}动态产业内贸易指数是从动态的角度衡量一定时间跨度内产业内贸易的水平，其计算公式为：Bi=1-，式中Bi表示第i类农产品一定时间跨度的边际产业内贸易指数，Xi表示两个时期间第i类农产品的出口额的变化量，Mi表示两个时期间第i类农产品的进口额的变化量。其中0≤Bi≤1，Bi越接近1表示该类农产品贸易的增量主要由产业内贸易引起，越接近0表示该类农产品贸易的增量主要由产业间贸易引起。在此基础之上Thom & Mc Dowell{6}将产业内贸易细分为垂直型和水平型边际产业内贸易指数：Bw=ni=1BiWi，式中，Bw为水平方向产业内贸易指数，Bi为Bruelhart边际产业内贸易指数，Wi为第i类农产品贸易权重，即（Xi+Mi）/（X+M）；垂直型产业内贸易指数为（Bj-Bw），其中Bj=1-式中，Xj=ni=1Bi，Mj=ni=1Mi。

水平型产业内贸易产生的原因是消费者偏好及消费者需求的多样化，而垂直型产业内贸易产生的原因主要是消费者对商品档次需求的差异。这种差异主要取决于个人收入差异，收入高的消费者偏好高档产品，而收入低的消费者只能偏好中低档产品。为了满足不同层次的消费，就可能出现高收入国家进口高档产品和低收入国家进口中低档产品的产业内贸易。

1.中美农产品贸易总体特点。根据图2可以发现，两国农产品进出口贸易结合度指数均常年大于1，说明中美农产品贸易结合度很高。近年来出口贸易结合度一直稳定在1.25左右，无显著波动；进口贸易结合度的变化波动大于出口；以2009年为分水岭：之前表现出快速增长趋势，之后则缓慢下滑，截至2014年进口贸易结合度为2.20。通过对比可以发现，出口贸易结合度一直低于进口，中国对美国的农产品依赖程度远高于美国对中国农产品的产品。中国过度依赖美国农产品是中美在农产品贸易中一直处于劣势地位的主要原因。

中美两国农产品贸易互补性指数常年高于1，可见中美农产品贸易一直以贸易互补性为贸易基础。根据图3可见，中国在进口美国农产品时表现出更高的互补性特点，7年内贸易互补性指数均值高于1.6，说明中国从美国进口的农产品正是中国目前紧缺的农产品，相比而言中国向美国出口的农产品虽然也是美国农产品贸易的弱势，但紧缺程度较低。

根据表2可见，中美农产品产业内贸易指数近年来出现较大波动，2009年、2010年和2013年表现出明显的产业内贸易特点，而在其他年份该指数均低于0.5，到2014年两国产业内贸易指数仅为0.34，可见两国农产品存在产业内贸易的可能，但容易受到其他因素影响。细分两国产业内贸易形式可以发现，中美农产品贸易主要以垂直型产业贸易形式存在，其指数远高于水平产业贸易指数。说明中美两国间的农产品产业内贸易是由于两国对不同产品质量及加工程度导致的。

综上，中美农产品贸易是以互补性为主导、产业内贸易形式为辅助的多元性贸易形式。

2.中美农产品贸易结构特点。根据表3可以发现，中美贸易份额大的品类大多数具有很强的贸易互补性，如中国出口美国水产品（HS03）份额为26%，对应的出口互补性高达4.57；中国进口美国油籽类农产品（HS12）份额高达65%，对应的进口互补性高达16.23。同时两国水产品（HS03）还表现出较强的产业内贸易特点，其进口和出口中所占份额均排在前5位，同时产业内贸易指数高达0.76。其他品类如奶、蛋类产品（HS04）既没有互补特点也没有产业内贸易特点，导致在两国农产品贸易份额较小{7}。根据各品类在贸易过程中表现出的特点，本文将24类农产品分为五大类型：出口互补型、进口互补型、互补+产业内型、产业内型、无特点型。

根据表4可以发现，目前中美农产品贸易主要以互补型贸易为主，不论是出口互补型还是进口互补型均在两国农产品贸易中占有很大份额。而以水产品（HS03）为代表的农产品，即表现出了明显的互补特点有又较强的产业内贸易特点，在对美国的出口贸易中份额排名第二。活动物（HS01）等农产品虽然表现出了很强大产业内贸易特点，但两国间的贸易份额过小。肉及可食用杂碎（HS02）等农产品没有明确的贸易特点做指导，导致该类产品在两国农产品贸易中份额比重小。

针对不同类型农产品的贸易特点应制定相应的贸易策略{8}，这样才能使两国农产品贸易结构合理化{9}。以上五类农产品中，进口互补型贸易主要依赖于美国农产品引进中国，中国处于被动地位，通过自身调整改变贸易现状难度太大；无特点型品类没有明确的贸易模式，贸易份额小，短时间内无法对两国贸易作出显著影响，因此本文仅对其他三个品类提出对策。

（1）对于出口互补型品类，应将重点放在食品安全领域，应对美国绿色壁垒；

（2）对于互补+产业内型品类，应强化中国出口农产品水平差异化（如包装、外形等），并发展规模经济和专业化生产，加强专业化分工；

（3）对于产业内型品类，在当前阶段应努力实施品牌战略，利用品牌效应带动中国农产品对美出口的质量和规模。

三、结论

1.中美贸易面临窘境。在当前国际农产品贸易规模扩张放缓的背景下，中美的主要农产品贸易行为是：中国向美国出口具有竞争力的水产品同时从美国进口大量优质油籽类农产品。由于中国过度依赖美国油籽类产品，在两国农产品贸易中处于贸易逆差，且贸易赤字以20%的增速持续扩大，同时两国农产品贸易前五品类交易额均占总农产品贸易额的70%以上，贸易结构的单一性严重抑制了两国农产品贸易的潜力。

2.中美农产品贸易形式可分为五类。中美两国农产品贸易主要以互补性为基础，存在互补性的品类如水产品、油籽产品都是两国农产品贸易中最重要的贸易品类；同时如活动物等品类表现出了明显的产业内贸易特点，此类产品贸易份额虽小，但有强大的贸易潜力。根据中美农产品贸易中表现出的互补性和产业内贸易量大特点，本文将其划分为5种不同的类型：出口互补型，进口互补型，互补+产业内型，产业内型以及无特点型。

3.农产品发展策略应与贸易形式对应。对于互补+产业内型品类，由于两国间有先天的农产品比较优势，贸易规模较大，在此基础上可以形成差异化的产品和服务，强化中国出口农产品水平差异化（如包装、外形等），并发展规模经济和专业化生产，在加强专业化分工的基础之上提升国内农业的规模水平，不断优化中国农产品结构和提高中国对美农产品的产业内贸易水平。对于产业内型品类，目前中美两国此类农产品贸易规模小，发展产业内贸易的动力小、难度大，在当前阶段应努力实施品牌战略，利用品牌效应带动中国农产品对美出口的质量和规模。这就要求中国必须加大科技兴农的力度，加快引进选育和推广优良品种，提高农产品的科技含量和附加值，逐步实现农产品优质化。

注释：

{1}谢建国，杨海燕.互补还是替代――中美贸易竞争关系的测度与分析[J].国际贸易问题，2015（11）：62-72.

{2}孙宏艳.我国农产品贸易逆差的原因与对策分析[J].理论导刊，2014（11）：80-84.

{3}孙华.中越农业互补性与贸易提升策略研究[J].世界农业，2015（11）：139-141.

{4}谭秀阁.对农产品出口现状的分析与研究[J].现代营销（下旬刊），2015（10）：10-11.

{5}Bruelhart M， Hine R C. lntra-industry Trade and Adjustment （St. Martins Press， New York） [J]. 1999.

{6}Thom R， McDowell M. Measuring marginal intra-industry trade[J]. Weltwirtschaftliches Archiv， 1999， 135（1）： 48-61.

{7}习郑晶，苏国宝.产业内贸易与贸易调整成本：一个文献综述[J].华南农业大学学报：社会科学版，2012（3）：48-54.

{8}姜国庆，于芳. 基于SITC分类的中国与东盟农产品产业内贸易分析[J]. 现代商业，2015（26）：26-27.

{9}秦富，钟钰，贾伟.主动应对农产品贸易挑战的思考和建议[J].农业经济问题，2015（11）：4-8.

第7篇：进口贸易数据范文

关键词：人民币实际有效汇率 偏相关分析 相关性分析 回归分析

中图分类号：F832.6 文献标识码：A 文章编号：1003-9082（2013）07-0027-02

对外贸易在一国经济发展中具有非常重要的地位，汇率是一国进行对外贸易活动时所参照的重要价格指标，它的变动会对一国的对外贸易产生深远的影响。我国作为典型的贸易顺差国，人民币面临巨大的升值压力。人民币实际有效汇率与我国的贸易总额是否存在一定的长期的均衡关系是本文研究的重点。

一、数据的选取与模型的建立

本文选用2000～2013年6月共162个月份的数据，以2000年作为基期。采用人民币实际有效汇率、实际国内生产总值、出口总额等因素进行分析。为了更容易得到平稳序列，消除时间序列中可能存在的异方差现象，对各个数据进行自然对数的处理。从而建立线型模型为：

其中EX为出口总额，X1为实际国内生产总值，X2为人民币实际有效汇率， 为随机扰动项。根据2000～2013年6月的GDP的季度数据，推算出每月GDP的估计值，进而加以分析。

二、变量的相关性分析

首先需要对数据进行相关性分析，在分析中找到变量之间的相关程度，对于相关程度不显著的数据而言，需要进行适当的整理或采用因子分析的方法进一步进行讨论。结合本文数据，其分析结果为：

通过Spearman相关分析不难看出，人民币实际有效汇率（REER）、实际国内生产总值（GDP）、出口总额（EX）之间，均存在显著的相关关系。换言之，实际国内生产总值的变动与人民币实际有效汇率、出口总额存在着密切的关系。但是，为了排除数据间的相互作用从而对数据带来的影响，还需进行进一步的分析。

三、变量的偏相关性分析

由于人民币实际有效汇率对实际国内生产总值与出口总额均会造成影响，所以为了检测这种影响是否会使相关分析的结果造成偏差，还需进行偏相关的分析。利用本文数据，偏相关的分析结果为：

通过控制人民币实际有效汇率这一变量进行偏相关分析，实际国内生产总值与出口总额存在显著的相关关系，且相关系数为0.939，与相关分析中的相关系数相比，差距微小。这一结果表明，人民币实际有效汇率（REER）、实际国内生产总值（GDP）、出口总额（EX）三者之间不存在显著的偏相关关系，所以相关分析的结果能够真实的表明三者之间的相关性，即三者之间存在着显著的相关关系。

四、变量的回归分析

通过上表数据，可以得到回归方程为：

。在方程中不难看出，就长期而言，在国内实际生产总值不变的前提之下，中国出口贸易的实际有效汇率弹性为-0.769。换言之，中国出口贸易的实际有效汇率每变动1%，出口贸易额将反向变动0.769%，即中国出口贸易的实际有效汇率每升值1%，我国出口贸易额将减少0.769%，中国出口贸易的实际有效汇率每贬值1%，我国出口贸易额将将增加0.769%。短期内，人民币实际有效汇率不变，实际国内生产总值的弹性为1.184，与出口贸易额呈正向变动的关系，即实际国内生产总值每上升1%，我国出口贸易额将上升1.184%。由此可见，现阶段人民币实际有效汇率对我国出口贸易额存在负作用，而实际国内生产总值对我国出口贸易额存在正向作用。

五、结论分析

1.人民币实际有效汇率对我国出口贸易的影响逐步减小

结合国内学者先前的研究结果 ，其模型中人民币实际有效汇率弹性为-1.6097，而本文中得到的人民币实际有效汇率弹性为-0.769，单从数据上看，人民币实际有效汇率对我国出口贸易的影响确实有所减小，但是也不排除其他因素的影响。其原因有：

第一、本文采用的GDP数值是实际国内生产总值，而并非名义国内生产总值，由于消除了价格因素对GDP的影响，进而可能导致相关的回归结果减小，使得此次分析的结果与前人相差较大。

第二、统计时间存在差异，本文采用的数据是从2000～2013年6月共162个月份的数据进行研究，而之前的研究是采用1994～2010年共17年的数据进行研究，在数据统计的时间维度上存在差异。但本文的数据较新，更能反映现阶段人民币实际有效汇率的变化趋势。

2.回归分析结果与实际情况相违背

根据回归结果，人民币实际有效汇率与我国出口贸易的变动依然存在反向的变动关系，但是随着人民币不断的升值，我国的出口额却在逐年的加大，这与本文的分析结果相违背，分析其原因有：

第一、人民币的名义汇率确实在不断的上升，但是根据本文数据显示，人民币实际有效汇率却呈平稳的下降趋势。所以出现了人民币汇率上升，但我国出口总额却在不断增加的现象。

第二、由于贸易周期的时滞性，我国出口总额虽然逐年增加，但是从数据中不难看出，其增长的幅度却在不断减小。这也印证了本文的分析结果，其实我国出口总额与汇率之间依然存在着反向变动的关系。

第三、加工贸易依然是贸易顺差的主要来源。我国的贸易顺差有很大一部分来自于加工贸易，据海关统计，2013年前8月，我国对外贸易累计进出口总值13386.6亿美元，比去年同期下降22.4%。其中出口7307.4亿美元，同比下降22.2%；进口6079.2亿美元，同比下降22.7%。累计贸易顺差1228.2亿美元，同比减少19%。

8月份当月，我国外贸进出口总值1917亿美元，同比下降20.6%，环比下降4.3%；其中出口值1037亿美元，同比下降23.4%，环比下降1.6%，出口值连续两个月稳定在千亿美元之上；进口880亿美元，同比下降17%，环比下降7.2%。顺差157.1亿美元，同比减少45.5%。

经季节调整后，8月份同比增长速度不变，进出口、出口和进口与7月份环比分别增长2.3%、3.4%和1%。

2013年前8月，我国加工贸易进出口5419.8亿美元，下降22.9%，占同期我国进出口总值的40.5%，比去年同期降低0.3个百分点。其中出口3515.1亿美元，下降20.9%，占同期出口总值的48.1%；进口1904.7亿美元，下降26.2%，占同期进口总值的31.3%。加工贸易项下贸易顺差1610.4亿美元，同比减少13.5% 。从中不难看出，加工贸易依然是贸易顺差的主要来源，从而削减了人民币实际有效汇率对我国出口贸易额的影响。

参考文献

[1] 孙悦，袁晓娜.人民币实际有效汇率对中国出口贸易的影响[J]，2012，（3）.

[2] 毕玉江、朱钟棣：《人民币汇率变动的价格传递效应———基于协整与误差修正模型的实证研究》，载《财经研究》， 2006，（7）.

[3] 马红霞、张朋：《人民币汇率变动对中欧出口价格的传递效应》，载《世界经济研究》， 2008（7）.

第8篇：进口贸易数据范文

关键词：中国；土库曼斯坦；农产品；竞争性；互补性

伴随“一带一路”的深入，中国和土库曼斯坦的贸易展示出多元化态势，作为丝路经济带的重要节点的土库曼斯坦农业水平相对较弱，农产品种类相对单一，这为我国加快农业“走出去”步伐，提升中国农业品牌影响力和号召力提供了良好的机遇。因此，在两国农产品贸易现状基础上，分析两国农产品贸易对两国该领域进一步合作具有重要的现实意义与理论意义。

一、中国和土库曼斯坦农产品贸易现状

（一）中国与土库曼斯坦农产品世界贸易市场现状。根据联合国国际贸易中心数据库所得数据显示，中国农产品贸易呈现增长趋势，2014～2018年中国的农产品世界出口额由894.99亿美元增长至973.14亿美元，进口额同样有增加，由1，338.8亿美元增长到1，462.4亿美元，增速分别达8.73%和8.23%。中国对高品质棉花、高筋小麦及面粉、动物毛皮等农产品的进口需求较强烈。与世界农产品贸易相比，存在较大的贸易逆差。土库曼斯坦的经济属于能源型经济，大多数自需商品需要进口。近几年，农产品进出口额出现明显的下降趋势，农产品出口额由7.85亿美元下降至4.69亿美元，进口额由8.74亿美元降至5.41亿美元，贸易逆差额降速达17.6%。农产品主要是棉花、羊、蚕丝，这也是土库曼斯坦主要出口的农产品，在其国内耕地，将近一半用于种植棉花，土库曼斯坦对反季节蔬菜、水果以及部分加工农产品有巨大需求。

（二）中国和土库曼斯坦农产品双边贸易现状。土库曼斯坦与中国贸易主要在能源领域，而农产品贸易规模较小，除去能源贸易的影响，中土农产品贸易仍存在不小贸易逆差。2014～2018年这5年中，在2016年达到进出口一个高点，进出口额分别达到0.176亿美元和0.408亿美元。整体来看，中国对土库曼斯坦的出口额处于低迷态势，进口相对平稳，贸易逆差五年间存在较大的波动。从两国的农产品贸易进出口产品的集中角度看，中国出口到土库曼斯坦的集中度与进口的比较强。2018年，中国农产品进口土库曼斯坦排名前三位的分别为HS52、HS51、HS13，贸易额达0.25亿美元，占全部进口农产品的86.3%；中国农产品出口至土库曼斯坦排名前三位的是HS09、HS12、HS20，三种农产品贸易额达0.079亿美元，占全部出口农产品的88.6%。目前，中土两国农产品贸易额较小，贸易种类较少。

二、中国与土库曼斯坦农产品贸易实证分析

（一）数据选取及研究方法。由于各数据来源网站对农产品的界定标准存在差异，基于分析数据一致性的要求，本文实证分析所用数据全部来自采用HS编码的ITC数据库。根据中土农产品贸易的实际情况，本文选取的农产品标准是HS中一至二十四章，以及第四十一、四十三、五十一、五十二章。后通过贸易竞争力指数TC、贸易结合度指数TCD、产业内贸易指数G-L三大指数分别对两国农产品的竞争力、结合度、互补性进行分析。

（二）中国与土库曼斯坦农产品竞争力分析1、中国农产品竞争力分析。通过贸易竞争力分析指数对中国农产品竞争力分析得出，在所有农产品种类中，在第三章、第五章、第十三章等共11类农产品贸易竞争力指数为正数，但其中只有第七章、第九章、第十六章、第二十章这4章接近于1，说明这几类农产品相比于其他国内农产品在国际上具有一定的竞争力，其他数值为正的章节基本上处于一个接近于零的状态，保持一个平均水平状态。而贸易竞争力指数为负的章节有18章，而且有变低的趋势，说明这些项农产品竞争力趋于弱化，这也反映了我国长期农产品贸易进出口不平衡，产品质量较低的现象。2、土库曼斯坦农产品竞争力分析。相比于中国，土库曼斯坦农产品贸易结构相对简单。TC指数为正数的只有五章，分别是：第十三章、第十四章、第四十一章、第五十一章、第五十二章。除去五十一章外，其他4章TC指数极其接近于1，在国际上有一定的竞争力。而与中国不同的是，土库曼斯坦TC指数为负的农产品，数值基本都接近于-1，这也符合土库曼斯坦的国内情况，农产品种类单一、大多产品需要进口的现状，整体缺乏竞争力。

（三）中国与土库曼斯坦双边贸易结合度分析。无论是中国对土库曼斯坦的贸易结合度还是土库曼斯坦对中国的，TCD指数都小于1，说明两国在农产品贸易领域联系较为松散。另外，土库曼斯坦对中国的贸易结合度始终大于中国对土库曼斯坦的贸易结合度，说明中国对土库曼的进口能力大于土库曼对中国的进口能力。在2018年，中国进口土库曼斯坦农产品贸易额占总贸易额的0.35%，同时段土库曼斯坦进口中国农产品贸易额占比为2.83%。两国之所以TCD历年小于1，主要原因在土库曼斯坦农产品市场体量相对较小，当前还不是中国农产品的重要出口国家。另外，其国家在国际上保持政治中立原则，这也较大程度制约了其国内的对外发展与合作。

（四）中国与土库曼斯坦双边贸易互补性分析。通过产业内贸易指数计算得出，近5年，基于中国和土库曼斯坦农产品双边贸易测算情况来看，中国和土库曼斯坦在HS编码下，其中九章农产品的产业内贸易指数为0，分别是第三、五、九、十三、十四、二十、四十一、五十一、五十二章，涉及到肉类、水果、蔬菜、皮毛、棉花、植物材料等多个种类，而其他章节双方贸易水平为较低，说明中国和土库曼斯坦在已存在的农产品贸易中存在有一定的互补性，拥有较大的贸易潜力。

三、结论及建议

第9篇：进口贸易数据范文

【关键词】大豆；价格贸易条件；收入贸易条件；实证分析

一、中国大豆贸易条件的变动趋势

贸易条件（Trade Terms）有多种涵义，不同的贸易条件从不同侧面反应了贸易利益。其包括价格贸易条件（BTT）、收入贸易条件（ITT）、单边要素条件（unilateral factorial terms of trade）、双边要素贸易条件（bilateral factorial terms of trade）。本文以价格贸易条件和收入贸易条件为理论基础分析中国大豆贸易条件趋势。

1．价格贸易条件。价格贸易条件一般是指出口价格指数与进口价格指数的比值，体现了一国以出换进口的条件。其公式表示为：BTT＝λ=■=■*■。其中，P■、P■是进出口商品的基期价格，P■、P■是进出口商品的考察期价格。基于大豆进出口价格指数无相关统计数据，并设定■=1，则价格贸易条件为考察期出口价格与进口价格之比。本文以大豆大量进口的1995年到2008年为时间序列，研究在此期间大豆价格贸易条件的变化趋势。

图1 1995～2008年大豆价格贸易条件的变动趋势

一般认为，贸易条件指数上升，表明出口商品价格相对上涨，出口换得进口商品价值数量上升，即贸易利益增加；指数下降则表示相反的情况。图1表明，中国大豆的价格贸易条件在1995～1999年呈现上升趋势，即没有出现贸易恶化的现象；2000年之后，大豆的价格贸易条件虽略上升，但整体出现下降的趋势。因此，中国大豆的价格贸易条件出现逐渐恶化的现象。

2．收入贸易条件。收入贸易条件是指价格贸易指数乘以出口商品数量指数得到的，其公式表示为：ITT=■*Q■。收入贸易条件对宏观经济的影响更直接，反映了一国通过对外贸易满足本国消费需求和经济增长的能力。本文在价格贸易条件的基础上，通过对1994～2008年，大豆出口数据的整理计算，中国大豆收入贸易的趋势图。通过图2收入贸易的趋势图，1994年、1995年中国大豆的收入贸易条件表现出恶化的趋势，1996年之后，中国大豆的收入贸易条件表现出渐微改善的趋势。但是中国大豆贸易条件的改善呈现出先上升后下降、再上升后下降的反复曲折的现象。

图2 1994～2008年大豆收入贸易条件的变动趋势

二、汇率对我国大豆贸易条件的影响的实证分析

价格贸易条件和收入贸易条件受多种因素影响：一是汇率、关税、竞争对手状况影响一国进出口商品的价格，进而影响价格贸易条件数值；二是进出口商品的价格弹性影响出口数量，进而影响一国的收支贸易状况；三是出口数量和价格贸易条件数值决定一国的收入贸易条件。其关系如图3所示：

图3

1995年是我国实行以市场供求为基础的、单一的、有管理浮动汇率制度的第一年，而1995我国大豆的进口数量突破了百万吨。入世之后，我国大豆市场完全放开，且面临人民币不断升值的压力。笔者拟从美元兑人民币升值的角度，探讨汇率对我国大豆价格贸易条件、收入贸易贸易条件的影响。

（一）人民币升值与价格贸易条件

按照价格贸易条件的公式，BTT＝■*■。以人民币升值为例，P■、P■升降幅度是相同的，因此，贸易条件并没有变化。进出口价格的变动，进而影响进出口数量，从而影响某商品的BTT。此时，贸易条件是否改善处于不确定状态。本文借鉴刘崇献、张自如《人民币升值对我国贸易条件的影响研究》中计量模型：PTT=α+βE+γGDP+δPTTUS+ε，证明汇率与价格贸易条件的影响。本文以1995～2008年人民币兑美元的汇率、我国大豆的出口金额为变量，以PTT为被解释变量，即PTT=C(1)+C(2)×R+C(3)×MX+U1。通过回归分析，得出如下回归方程：

PTT=2.812653-0.157445*R--1.68E-0.5*MX+U1(2.828829)(-1.365674)(-2.000291)

R2=0.270120 DW=1.229338 T=12

据回归分析结果，平均汇率和价格贸易指数之间呈现负相关关系。两个解释变量平均汇率R和出口金额MX没有通过T检验，且拟合优度仅为0.27。拟合优度越低说明解释变量不能很好的解释被解释变量。通过以上回归分析，大豆价格贸易条件的改善与人民币的升贬值没有直接关联。

（二）人民币升值与收入贸易条件

收入贸易条件的改善关系到一国福利的改善包括国际贸易收支状况和人民福利的增加等。收入贸易条件和价格贸易条件与出口数量紧密相连。根据马歇尔—勒那条件，本国货币的贬值或者升值能否改善一国的国际贸易收支状况取决进出口的需求弹性。如果商品的进出口需求弹性的绝对值大于1，本国货币升值则使一国的国际贸易收支状况恶化。按照蔡昉《汇率变动对我国农业和农村经济影响的研究》中进出口价格弹性的计量模型：LnY=C+aLnX+bLnXZ，笔者按照此计量模型在回归分析的基础上，我国大豆出口需求价格弹性和进口价格弹性分别为：-0.541627和-1.118324，其绝对值之和大于1，因此，人民币升值导致我国大豆的贸易收支出现恶化的现象。如图3所示，收入贸易条件间接受汇率的影响：汇率通过影响进出口商品的价格，进而影响价格贸易条件和出口数量，间接影响收入贸易条件。根据关系，笔者建立的计量经济模型如下：

■②

通过Eviews软件，对人民币升值与大豆贸易条件的回归分析，得出如下回归方程：

据联立方程2SLS的分析结果，联立方程①的拟合优度不错，被解释变量的79%可以由解释变量解释，且出口数量通过了T检验，而PTT并没有通过T检验，被排除在解释变量之外。联立方程②的拟合优度较差，出口价格没有通过T检验排除在解释变量之外，汇率通过T检验，且与出口数量呈现负相关。因此，人民币升值，导致大豆出口数量的减少，而大豆出口数量减少导致大豆贸易收入贸易条件的恶化，即人民币每升值一个点，导致大豆出口数量减少六个点，从而导致大豆贸易条件恶化0.12个点。

三、结论与对策

通过以上分析，人民币升值对价格贸易条件和收入贸易条件的回归分析可知：人民币升值对我国价格贸易条件没有任何影响，但是通过影响出口数量的减少，进而导致收入贸易条件的恶化。

在自由贸易加深和人民币升值压力的国际背景下和我国大豆种植和生产处于比较劣势的现实条件下，改变我国大豆贸易条件不断恶化现象需要做好以下几点：第一，不断优化大豆种植的科技含量，提高大豆单产和大豆的榨油率，以满足我国日常生活和工业用豆量；第二，政府应增强大豆的保护力度，提高农民大豆种植的积极性，同时，加强大豆植的科技推广力度；第三，加强大豆市场行情的监测和预报，最大限度降低国际市场对我国贸易利益的冲击。

参 考 文 献

[1]王光伟．货币、利率与汇率经济学[M]．北京：清华大学出版社，2003（183）