进口贸易数据
进口贸易数据范文第1篇
一、问题缘起
国际贸易统计非对称问题最早是20世纪90年代提出的(Tsigas，1992)，自此之后一直是政府部门和学术界主要关注的领域。其中，最经典的案例就是对中美(FungandLau，1998)及中国内地和香港特别行政区间的贸易非对称问题(FerrantinoandWang，2008)的研究。目前的研究主要集中在商品贸易领域，少有对服务贸易领域的研究。已有研究认为，导致商品贸易领域中出现统计数据不对称的原因主要有三种。第一种，不对称主要来自一些不可避免的因素，其中最主要的是在贸易实践中报价基础不同。国际贸易实践中，进口一般按CIF报价，出口一般按FOB报价。IMF(2011)认为CIF价中包含运费和保险费，因此CIF价一般比FOB价要高出10%左右。Federico和Tena(1991)以及Makoul和Otterstrom(1998)在控制了因CIF和FOB报价导致的差异后发现，发达国家以及总体水平上，贸易统计数据基本是对称的。Pomfret和Sourdin(2009)认为，如果贸易伙伴国之间距离更远以及商品贸易的权重增大，CIF价与FOB价之间的差异会更大。在剔除运输成本因素后，结果是中性的。第二种，不对称主要来自贸易伙伴国之间统计结构上的差异，如贸易记录时间的不同、贸易记录门槛的不同以及汇率波动等。第三种，不对称主要来自不同的分类以及故意误报。不同的分类主要来自人为的误差，或者是海关官员缺乏经验，又或者是国家贸易统计体制的不同。特别是在转口贸易的情况下，各国分类口径的不同导致贸易统计数据的非对称性很大。海闻、芬斯阙(2000)等认为中美各自公布的贸易逆差值不一致最重要的原因是香港的转口贸易。如果将从中国内地运往美国的产品和从美国运往中国内地的产品各自在香港的附加值都归为香港的出口值，中美贸易逆差差异则会大大降低。故意误报主要来自骗税、走私等。因此，贸易统计数据非对称还被用于检测逃税和其他贸易中的灰色地带的存在。研究表明，较高的关税、腐败、贸易中的灰色地带与双边贸易统计的较大差异有关(JavorcikandNarciso，2007;BergerandNitsch，2008)。此外，Yeats(1995)发现，发展中国家的贸易数据非对称非常显著，这些显著性差异不能仅仅被不可避免因素或结构型因素所解释。Hamanaka(2011)发现哥伦比亚贸易统计数据在进口数据以及细项数据的准确性上存在严重的问题。HeliSimola(2012)通过与其他贸易伙伴国统计数据对称性的比较，发现俄罗斯的进口数据质量逐年改善，但与其他发达国家仍有很大差距，尤其在细类统计数据方面。这种问题主要是由错误的分类以及故意误报导致的。
二、镜像数据和测度指标
(一)镜像数据的内涵理想状态下，贸易国与其伙伴国之间相对应的贸易统计数据应该是相等的，即A国对B国的商品或服务的出口(进口)应该等于B国对于A国的相同商品或服务的进口(出口)。这就是贸易统计数据完美对称的情形。但现实中，这种情况很少发生。两个国家间对应的贸易数据差异越大，说明两个国家间的非对称问题越突出。这里，伙伴国相对应的贸易数据被称为镜像数据(mirrordata)。贸易统计中的非对称性主要通过比较统计数据与镜像数据间的非对称性来衡量。欧洲统计局(Eurostat，1998)将镜像统计数据定义为“对一个贸易流的两个基础测度之间的双边比较”，“是发现非对称原因的一种基本工具”。镜像数据可以检测每个报告国所报告的贸易额与其伙伴国报告的贸易额的差距情况。当报告数据与镜像数据差异过大时，有助于识别报告国是否相对某个伙伴国所申报的数据偏高了或是偏低了，从而查找出现差异的原因，甚至查找统计环节中是否存在系统性误差、定义上的差异或者统计上的错误做法。
(二)非对称系数的测度目前，学术界大多采用的是Ferrantino和Wang(2008)提出的贸易差异度指标来衡量贸易统计数据的非对称程度。为了能更好地反映差异与均值的偏离程度，本文对该指标进行了修改，将贸易伙伴间的统计数据差异与他们报告数据的均值进行比较。本文将该指标称为非对称系数，主要用两种表达方式:一种是报告国是出口方，另一种是报告国是进口方。当系数为0时，贸易统计数据是完美对称。系数偏离0越多，说明贸易统计数据之间的非对称性越强。贸易差异度可以为正数也可以为负数，它可以用于估计一个国家相对于其贸易伙伴公布的数据而言，所报告贸易流是偏高了还是偏低了。
三、服务贸易双边镜像数据的比较
我国服务贸易统计始于1982年，最初的进出口总额仅为44亿美元，占全球服务贸易总额的0.6%。2013年我国服务贸易进出口总额达到5396.4亿美元，占全球总额的6%，居全球第三位，同比增长14.7%。在服务贸易大发展的背景下，高质量的服务贸易统计数据是加强对服务贸易的理论研究和政策支持、强化对服务贸易的国内管理和国际协调的前提。目前，我国国际服务贸易统计体系正在逐步建立，但是现有体系下所产生的统计数据能在多大程度上反映我国国际服务贸易的真实交易量是首先需要解答的问题。本文通过与主要贸易伙伴镜像数据的比较来对中国服务贸易统计数据的准确性进行初步探讨。本文中中国与贸易伙伴国的双边服务贸易数据主要来源于WTO官网、UNservicetrade数据库以及OECD数据库。
(一)我国主要服务贸易伙伴本文选取了与中国服务贸易交易量最大的中国香港、美国、欧盟、日本及韩国作为主要伙伴国(地区)进行研究。如表1所示，无论是“一般商业服务”还是分类服务贸易，中国与上述五个国家(地区)的服务贸易额大体都处于前五位的关系。中国与上述国家(地区)实现的服务进出口额占中国服务进出口总额的六成以上。其中，中国香港为中国最大的服务贸易伙伴，双边服务进出口总额约占中国服务进出口总额的1/4。中国香港仍为中国最大的服务出口目的地、进口来源地和顺差来源地。通过对与这些国家(地区)服务贸易统计数据非对称性的研究，有助于找出我国服务贸易统计数据存在的主要问题以及问题的主要方面。
(二)我国服务贸易统计数据的非对称性考虑到数据的可获取性以及时效性，本文主要以中国、中国香港、欧盟、美国、日本、韩国2011年双边贸易数据作为研究对象，分别对运输服务、旅游服务、其他商业服务以及一般商业服务四个类别进行研究。表2列出了2011年各国(地区)与其伙伴国(地区)之间出口数据和进口数据的非对称系数。系数为正，说明报告国(地区)的数据相对于镜像数据偏高;系数为负，说明报告国(地区)相对于伙伴国(地区)报告的数据偏低。此外，本文通过均值的比较来反映我国服务贸易统计数据非对称程度的整体水平(见表3)。系数绝对值越大，说明差异度越高。尤其是当系数的绝对值大于0.5时，属于统计数据极度不对称状态。从表2、表3中可以看出以下几点:第一，总体上，我国服务贸易统计数据的非对称情况要远高于商品贸易。但有一点值得注意的是，在商品贸易领域，中国进口数据非对称性异常突出，明显高于其他伙伴国(地区)水平。第二，我国服务出口数据非对称情况要比服务进口数据非对称情况严重，如表3所示，中国各类服务贸易出口统计数据的不对称性要高于其他贸易伙伴国(地区)。“其他服务贸易”统计数据不对称性最严重。其次是“运输服务贸易”。第三，其他商业服务贸易方面，各国(地区)统计数据不对称情况最普遍。在五个贸易伙伴国(地区)中，除欧盟外，进出口数据都与伙伴国(地区)存在极度不对称的情况。第四，运输服务贸易方面，中国对中国香港的出口数据以及中国对欧盟的进出口数据都存在极度不对称状态。第五，旅游服务贸易方面，数据非对称情况相对要少很多，但中国与美国旅游服务贸易的进出口数据存在严重的非对称。第六，在五个伙伴国(地区)中，与中国服务贸易出口统计数据差异最大的地区是中国香港。如图1、图2所示，中国内地与中国香港在所有四个服务部门的非对称系数都超过了0.5，尤其是运输服务和其他商业服务非对称系数甚至超过了1。中国与其他贸易伙伴国的非对称性情况不如与中国香港这么突出，主要在某个部门存在较明显的非对称性。例如中国与韩国主要在其他商业服务方面存在显著不对称，中国与欧盟在运输服务贸易方面存在显著不对称。
四、统计数据非对称的原因分析
(一)与其他国家服务贸易统计体系存在较大差异由于服务的无形性，服务贸易统计存在很大的难度。虽然目前国际上有通行的《服务贸易统计手册》和BPM5标准作为各国服务贸易统计制度的指导，但是各国的服务贸易统计体系仍存在很大的差异。首先，各国BOP范畴下服务贸易统计数据的采集方法不同。目前国际上通行做法有结算、调查混合三种。我国BOP服务贸易统计以间接申报制度为主，主要依赖结算系统来获取数据。中国香港的服务贸易数据以各项有关机构和住户的统计调查搜集为主，辅助行政记录而得。美国主要通过商务部经济分析局的调查问卷来获取服务贸易数据。而欧盟各国正逐渐由结算系统向混合或调查方式转变。随着网络技术的发达，许多服务贸易是通过电子转移的方式进行的，并没有向相关机构进行申报，并且大量的跨国公司内部交易的存在导致结算系统越来越难以反映真实的交易情况。目前，由结算系统向调查系统和混合系统转变是BOP服务贸易数据采集的一大趋势。我国主要通过结算系统来获取统计数据的做法已经落后服务贸易实践的发展。其次，各国对服务贸易统计口径贸易记录制度、货币折算标准不同及统计时间差异等原因都会造成统计结果的巨大差距。中美之间关于贸易顺差和逆差的多次争论就是例证。这种情况在服务贸易领域尤为明显。
(二)我国服务贸易统计制度环境不够完善从成功开展服务贸易统计的国家或地区看，它们都是在法律、制度的保障下有效地开展服务贸易统计工作的。美国国会于1985年通过了《国际投资和服务贸易调查法》，授权美国商务部经济分析局(BEA)为美国服务贸易的首要统计机构和首要机构，并授权经济分析局进行各行业服务交易的强制性调查以及国际直接投资的强制性调查，从而保障了美国服务贸易统计工作的顺利进行。中国香港则根据《普查及统计条例》(第316章)及附属法例收集服务贸易统计数据，这是中国香港服务贸易统计领域的最重要立法。长期以来，由于缺乏服务贸易统计制度，缺乏服务贸易统计归口管理部门，中国的服务贸易统计工作明显落后于发达国家(地区)。虽然《国际服务贸易统计制度》(以下简称《制度》)于2008年1月1日正式实施，并且2012年进行了修订，但整体而言，《制度》对数据(尤其是占服务贸易总额一半以上的运输、旅游、通信、金融和保险数据)的采集和使用等方面的指导过于笼统，缺乏可操作性。例如，在《制度》中指出“运输、旅游、通信服务、金融服务、保险服务等进出口数据则利用相关部门行政记录、统计资料以及测算数据和其他信息源进行统计”，但是具体、统一的指导意见和要求却缺位。这导致各省(直辖市、自治区)采集的服务贸易数据不完整、不可比。《制度》中虽然强化了企业直报的调查方式，但却对拒报、迟报、伪报、篡改统计数据的行为缺乏监管和惩处力度。另外，目前我国服务贸易统计是商务部、外汇管理局以及各个服务业管理机构并行的多头统计管理体系，各自统计口径的差异也影响统计数据质量。
(三)服务贸易统计工作自身的复杂性《服务贸易总协定》将国际服务贸易分为12大类共155个服务项目，涉及经济生活的各个方面，相关服务企业数量众多。服务贸易有跨境交付、商业存在、境外消费和自然人流动等四种模式，涉及服务、人员、资本等流动。服务贸易调查对象广泛，服务经济活动形式多样，都为服务贸易统计增加了极大的难度。由于服务的特殊性，有许多服务是依附在货物上的，服务价值很难剥离。如运费大部分时候是与商品的价格打包以报价的形式反映出来。此外，如嵌入在出口或进口货物上的软件、知识产权的价值等。随着网络通信技术和交通运输技术的发展，服务贸易量激增，贸易形式日新月异，许多服务贸易数据很难被捕捉。另外，许多服务贸易数据基本上来自政府或民间机构的定期调查和普查。调查包括对国内外公司合同的调查、对服务业雇工情况的调查、对服务价格信息的调查等。普查一般不间断进行，涉及的范围更广一些。但由于经费和人力有限，采用调查或普查的方法会面临一些潜在的问题，例如，一些国家在调查或普查时更多地采用抽样方法获得服务贸易数据，多少带有猜测估计的因素，缺乏应有的可靠性和真实性。如果在调查过程中匆忙行事，对样本缺乏必要的评估，对调查程序缺乏严格控制或对调查资料缺乏严格的审核等，就会使调查结果以偏概全，错误百出。本文中研究的“其他商业服务”是一个杂项类，是不包含运输与旅游服务之外的所有商业服务。根据BPM5中的定义，“其他商业服务”应包括通信，建筑，保险，金融，计算机和信息，专有权利费和特许费，其他商业服务，个人、文化及娱乐服务，视听及相关服务等。这些服务类别涉及门类多、交易形式多样，不同采集方法下产生的数据差异值将更大。“其他商业服务”作为多种细项服务类数据的加总，也会导致各种差异的叠加，将进一步加大统计数据间的差异程度。
(四)与某些国家间可能存在系统性差异本文前面的分析适用于解释各国之间统计数据差异的一般性原因，但却不能有效解释中国与贸易伙伴国(地区)在特定服务贸易领域中长期存在的显著差异。例如，在运输服务和其他商业服务领域，中国出口数据与中国香港的镜像数据一直处于差异异常显著的状态。要解释这些差异产生的原因，需要了解两个国家(地区)间贸易及其统计的实践特点。本文以运输服务贸易为例，尝试分析统计数据不对称的系统性原因。自中国入世以来，中国香港的转口贸易功能进一步强化。经香港转口出口额占全部香港出口额的比重近年来一直呈上升趋势，2001年为89.63%，而到2010年一路上升为97.71%，到2011年7月，这一比重又上升0.2个百分点，为97.91%。在中国香港的转口贸易中，内地一直扮演着最重要的角色。1998年以来，转口贸易中来源于内地的货值占总货值的比例一直稳定在60%左右，2010年来源于中国内地的转口额占香港全部转口货值的61.5%。本文认为转口贸易可能加剧了两地之间运输统计数据差异。我国运输服务贸易的出口主要基于国际收支统计间接申报，根据我国运输服务企业提供的服务国际收支数据获取。当我国的承运人将货物运至香港转口时，这段运输服务记为中国内地对中国香港的“运输服务出口”。在运输服务进口方面，当前国际范围内广泛应用的是依据货物进口数据进行估算。估算方法如下:货运服务进口=按CIF计算的商品进口总额×运费系数×外国承运人在外贸运输市场的份额。在贸易实践中，在中国内地输往香港的货物中，如果其中有些货物在香港解释作转运或者是过境，这些货物不在香港做进一步的加工，也不在香港消费、转卖，那么这些货物按照香港特别行政区的规定就可以不必向海关提交报关单。因此，这些货物也就不列入香港统计的内地的进口。而香港运输服务进口也可能因为货物进口数据的缺失而缺失，即不存在相对应的香港从中国内地的“运输服务进口”。因此，转口贸易的大量存在以及两地之间在统计实践上的差别，可能是造成两地运输服务统计数据差异的一个重要原因。
五、改进的对策
(一)建立内外协调、统一的服务贸易统计制度服务贸易统计涉及门类众多，经济活动形式多样，是一项十分艰难的工作。一个健全的服务贸易统计制度首先要做到内外协调统一。外部体现在，我国的统计制度应与国际通行的统计准则相协调。当前，《国际服务贸易统计手册》(以下简称《手册》)从广义上提出了一个国际公认的国际服务贸易统计编制和报告的框架，包括编制国际服务贸易统计的指导性意见和操作流程。我国应进一步提升服务贸易统计制度与《手册》的协调统一性，尽可能按照《手册》的要求来设计制度和相关实施细则。只有加强对外的协调统一，才可以进一步提高服务贸易统计数据的国际可比性。内部体现在，加强服务贸易统计与已有统计体系间的协调。其一，加强与国际收支统计体系下服务贸易统计的协调。我国以前的服务进出口统计主要通过国际收支核算体系获取，由外汇管理局负责。《国际服务贸易统计制度》实施后，商务部负责服务进出口数据的汇总和编制。两者在统计分类、归口管理、统计手段上都存在很大差异，两套统计体系并行会造成服务贸易统计方面的混乱。其二，加强与已有外资及对外直接投资统计的协调。建立FATS统计可以充分利用现有的外商投资统计和对外直接投资统计，加强与现有外资和对外投资统计的协调，能节约大量社会成本。其三，加强各地区间服务贸易统计实践的协调。服务贸易统计实施细则的缺位导致各地服务贸易统计具体操作存在一定差异，对地区间统计数据的可比性产生负面影响。
(二)完善服务贸易统计立法和执法工作虽然《中国服务贸易统计制度》为服务贸易统计工作奠定了一定的立法基础，但是具体实施层面却缺乏立法保障。从国外经验来看，完善各种形式的服务提供者和消费者的贸易登记制度，并以法令的形式加以规范，将极大地提高服务贸易信息反馈的数据和质量。因此，我国需进一步加大对服务贸易统计实践环节的立法工作。除了需要立法保障外，还应加大执法检查力度。根据有关法律对拒保、迟报、伪报、篡改统计数据的单位进行严肃查处，直到追究法律责任，以保证统计数据的真实性。
(三)加强与其他国家服务贸易统计的经验交流和学习目前，美国已形成最科学、最完整和最具推广意义的服务贸易统计体系和统计方法。美国还是世界上最早能够提供与GATS服务贸易概念一致、连续、系统的双向服务贸易统计数据的国家。欧盟国家也较早地进行了有益的探索并付诸实践，目前欧盟大多数国家均能依据BPM5收集服务贸易统计数据，并可提供内外向FATS数据。上述国家的做法和经验丰富了国际公认的《国际服务贸易统计手册》内容，对我国具有许多可借鉴之处。我国应通过与具有丰富统计经验的国家的交流和学习，发现和比较各国的做法，促进国外好的经验和做法在我国的推广。例如，在数据采集渠道方面，通过借鉴美国和欧盟等服务贸易统计数据收集方面的先进经验，更多地采用抽样调查、问卷调查、重点调查等方法收集服务贸易数据。
进口贸易数据范文第2篇
数据采集存在局限性，导致数据完整性不足。如上所述，新的贸易信贷管理制度要求各类企业分别报送一定范围内的贸易信贷数据，导致外汇局无法全口径掌握由贸易信贷因素引起的实际收付汇和进出口时间上的错位。
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。#p#分页标题#e#
（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。
进口贸易数据范文第3篇
关键词：贸易自由化 出口扩展边际 贸易成本 现实特征
问题的提出
改革开放以来，中国逐步走上了经济市场化和贸易自由化的道路。自1995年5月开始中国实施了多层次贸易自由化战略，并采取了降低进口商品关税税率，取消商品进口配额等措施，双边贸易成本逐步下降。2001年中国加入WTO与2005年中国东盟自贸区的全面实施也进一步推动贸易自由化的深化。图1显示了1995-2010年中国与主要出口市场（主要出口市场指2007年中国前十四位出口市场，分别为：美国、日本、韩国、德国、荷兰、英国、俄罗斯、法国、加拿大、澳大利亚、泰国、印度、菲律宾）双边贸易成本的变化。
由 图1中可以看出中国双边贸易成本呈下降趋势。从时间上看1995-2010年的贸易自由化可划分为两个阶段：1995-2000年贸易自由化初级阶段贸易成本小幅降低，降幅平均在10%左右。从2001年开始贸易成本下降速度加快，平均降幅高达30%以上。而在此期间中国也经历着持续的出口繁荣。进入21世纪以来，中国出口（24.84%）更是以高于世界总出口（6.8%）近4倍的年均增长率迅猛增长。其中80%源于已有贸易品出口数量的增加，另外20%则是可贸易品种类的增加及贸易对象的扩大，即扩展边际的增长。如果扩展边际的增长时段恰好与贸易自由化的实施阶段相切合，则表明贸易自由化与出口扩展边际的增长应该呈正相关。为证实这种正向关系，本文将采用KR界定法考察贸易自由化战略实施阶段中国出口扩展边际的变化。
中国与主要贸易伙伴双边贸易成本估计
（一）测度方法与数据
本文选取2007年中国前十四位主要出口市场作为样本对象，采用Novy（2007）的改进引力模型测度中国与14个主要贸易伙伴的双边贸易成本。与其他测度方法相比，该模型在以下三个方面有新的突破：第一从传统的双边贸易扩展到多边贸易；第二引入非贸易品的概念；第三嵌入冰山型贸易成本并将模型置于垄断竞争框架之下。为更方便地测度贸易成本，模型假定双边贸易成本对称（τjk=τkj），同时双边贸易品份额相等（sj=sk=s），根据该模型得出的贸易成本计算公式如下：
其中，EXPj，k和EXPk，j分别为J国与K国间的实际出口额，GDPj、EXPj和GDPk、EXPk分别为两国的实际GDP和实际总出口，S为可贸易品份额，两国相等，ρ为替代弹性（Novy，2007）。
从该公式中可以看出，如果其他条件保持不变时，双边贸易额的增加表明贸易关系更密切，贸易成本下降；相反如果产出的增加并没有带来双边贸易额的增加，则导致贸易成本上升。
（二）数据来源与参数选取
采取Novy（2007）模型的另一个原因在于数据的可获得性。各国的实际GDP数据可以通过IMF的IFS（international financial statistics）数据库获得。双边贸易额与各自出口额的相关数据可以通过IMF的DOTS（direction of trade statistics）数据库获得。该数据库提供了世界上大多数国家从1948年以来的所有进出口数据，因此很容易获取中国与G14各国的相互名义出口数据和各自的名义总出口数据。为消除价格变动的影响，对上述数据采用2000年美元价格统一计算，得到各国实际贸易数据。本文选取的样本时间跨度为1995-2010年。
另外，还需确定上述公式中的两个参数的数值。一是替代弹性ρ。从公式中可以看出，替代弹性越低意味着消费者对价格或贸易成本越不敏感，从而有助贸易的扩大。但该数据很难直接从数据库中计算获得，有文献显示该数值介于5-11之间（Anderson，2004）。为更一般性地考察替代弹性对贸易成本的影响，取中间值ρ=8。
而关于可贸易品份额S，有学者在考察了5个OECD国家（法国、意大利、日本、英国与美国）之后，发现1960-1988年其私人贸易品中非贸易品份额为18.9%-44.3%。由于选择的国家样本中有三分之二都是工业化国家，非贸易品份额应该较低，因此本文选择s=0.8，即所有商品中20%是非贸易品。
中国出口扩展边际的现实特征
（一）方法与数据
Kehoe and Ruhl（2007）提出一种新的衡量扩展边际增长的方法。首先界定“最小贸易品”。给定贸易伙伴与样本年度，将所有商品HS-6位编码出口数据按照选定样本空间前三年平均出口额进行排序。将排列好的商品分成十组，每组商品总出口额占前三年平均出口额的十分之一。其中第一组由出口贸易额最小的商品构成，将其称为“最小贸易品”。
其次衡量出口扩展边际的增长。首先需计算在样本空间最后一年（终期）这十组商品的出口总额所占的比重。存在两种极端情形：如果贸易的增长只来源于已有贸易品出口数量成比例地增加，那么每一组数据在终期所占份额应仍保持为10%；如果贸易增长只是来源于出口商品种类的增加，那么“最小贸易品”组在终期所占份额应上升，而其他组的份额应下降。也就是说在基期占10%比重的“最小贸易品”组的出口份额在终期所占比重超过10%，则表明出口扩展边际有所增长。
最后分析扩展边际的时间增长性。对于样本中的每一年计算“最小贸易品”组的出口比例。如果贸易自由化战略实施之后“最小贸易品”组的出口所占份额上升的话，则表明贸易自由化与出口扩展边际增长存在时间一致性。
关于贸易伙伴及样本数据的选取，本文仍沿用2007年中国前十四位主要出口市场，选用1995-2010年货物贸易年度数据，数据来源于中国海关总署与WTO（UN COMTRADE）数据库。采用出口平减指数对数据进行平减处理，并统一成2000年美元价格。
（二）中国出口扩展边际的样本空间阶段及特征
首先衡量中国出口扩展边际的增长。如图2所示，十组贸易品2010年出口份额并不相同，“最小贸易品”组出现峰值。1995年中国向世界出口的最小贸易品种类为2471种，出口额占总出口的10%。到2010年， 2471种最小贸易品的出口额占总出口的19.88%，这表明中国出口贸易增长中扩展边际增长占有20%左右的比例。
为了考察出口扩展边际的时间增长性，本文将样本空间分成两个阶段：贸易自由化初级阶段与贸易自由化深化阶段。为了能够更好地分析出口扩展边际实际增长情况，将“最小贸易品”组分解为三个部分：零贸易品（严格来说不存在完全意义上的零贸易品。如美国的出口中只有出口额超过2500美元才会被纳入统计体系中，而小于2500美元的商品则被视为零贸易品。小额贸易品是指存在正向贸易但年贸易额小于50000美元的商品）、小额贸易品和相对大额贸易品。表1显示了中国出口扩展边际变化情况。
从表1中可以看出，中国与G14出口扩展边际在贸易自由化两阶段均有所增加。在贸易自由化初期扩展边际增加幅度较小，平均增长率为9.78%。其中印度（22.73%）、菲律宾（20.54%）、泰国（19.04%）上升幅度较大，而德国（4.78%）、美国（3.21%）、日本（1.85%）上升幅度较小。而在贸易自由化深入阶段增长幅度加大，平均增长率为32.40%。同时国家排名也有较大变化。美国由第13名一举跃升至第1名，2010年终期上升幅度为57.08%，是2000年终期的近20倍，这说明贸易自由化的加深对出口扩展边际影响巨大。
针对具体的商品，表2与表3中给出中国对美国出口额变化最大的前十种最小贸易品。1995-2000年间中国向美国出口的最小贸易品中，主要出口品为服装、燃料、矿产品等，属于劳动密集型或资源密集型产品，出口商品结构比较低级。而中国入世以后对于工业制成品平均关税降至8.9%的措施，使得主要出口商品变为工业品及配件等资本或技术密集型产品，出口商品结构快速升级。
结论及建议
为弥补现有研究的不足，本文借鉴KR界定法衡量了中国的出口扩展边际的现实特征。通过研究发现随着贸易自由化程度的不断加深，中国的贸易成本逐渐降低，同时中国对G14最小贸易品出口份额在终期均有所上升，这说明中国出口扩展边际的变化时段恰好与贸易自由化战略实施阶段相一致，较好地证明了两者之间的正相关联。对具体商品而言，自由化初期主要出口的最小贸易品为服装、燃料、矿产品等劳动或资源密集型产品，深化期则集中于工业品与配件等资本或技术密集型产品，说明中国的出口商品结构不断升级。
上述结论同样可以为中国进行贸易自由化的路径选择提供帮助。中国贸易自由化战略是分阶段、分层次的。以WTO为核心的全球多边贸易体制与CAFTA区域贸易机制极大地促进了中国与世界各国贸易自由化的进程，但WTO由于成员众多，成员内部利益难免发生冲突，有时难以在短期内达成协议。而CAFTA机制更加灵活，成员国地缘上接近经济发展水平相当，建立自由贸易区不仅对双方市场的冲击都不会太大，还可以有助于缩小各国经济发展水平差异。然而CAFTA的建立其区域性特征也可能导致区域集团对外的排他性、封闭性以及区域集团之间的竞争性和对抗性，不利于世界经济的健康稳定发展。另外就推动全球贸易自由化的效率与权威性而言，WTO无疑更有优势。因此对于中国未来的贸易自由化战略发展来说，应以WTO为核心的多边贸易自由化进程作为主导层次，争取发展中国家的特殊待遇并利用例外原则取得有利的谈判地位，同时将区域贸易自由化进程作为必要补充，通过普遍的开放与适当的有期限的保护，以达到在贸易自由化进程中趋利避害的目的。
参考文献：
1.Kehoe，Timothy J.and Kim J.Ruhl.How Important the New Goods Margin in International Trade？[R].Research Department Staff Report of Federal Reserve Bank of Minneapolis，2002
2.Hummels，D.and Klenow P.L.The Variety and Quality of a Nation's Exports[J].American Economic Review，2005，95（3）
进口贸易数据范文第4篇
【关键词】中国-东盟FTA 贸易创造 贸易转移
FTA即自由贸易协定，是一种区域性的贸易协定，指两个或两个以上的国家或地区为了进行自由贸易活动，通过谈判协商，逐步减少甚至废除关税和非关税壁垒，从而创造经济圈而签订的协定。
中国与东盟地理相邻，一直以来，经济政治文化往来密切，所以中国与东盟建立自贸区有着良好的先天基础，02年，中国与东盟之间签署了《中国与东盟全面经济合作框架协议》，从此开始了共建自贸区之路，经过多年努力，到2010年，中国国一东盟自由贸易区已经正式全面启动，东盟已取代日本，成为中国第三大贸易伙伴，而中国则成为了东盟的第一大贸易伙伴。本文拟采用1996-2012年双方的贸易数据，通过贸易比重，贸易强度，以及巴拉萨模型来研究FTA的签订给中国和东盟双方贸易带来的影响。
在研究FTA对于中国与东盟贸易及经济影响方面，学者主要采取了可计算的 一般均衡（CGE）模型、引力模型和巴拉萨模型三种模型进行研究。
薛敬孝、张伯伟（2004）应用CGE模型使用GTAP第五版数据库对亚洲地区不同贸易合作安排所可能产生的效果进行分析。结论认为中日韩与东盟“10+3”在所有的贸易安排中效果最佳，但没有明确区分贸易转移和贸易创造。CGE模型本身结构复杂， 尤其是对数据要求非常高， 因而在推广使用上具有一定的局限性。
杨欢（2012），运用巴拉萨模型，采取92-07年的相关数据，对中国-东盟自贸区建立后对中国的进口贸易的效应进行分析，结果显示，签订FTA后中国进口贸易存在贸易创造而不存在贸易转移。蒋菡英（2008）选取了1985-2006年的相关数据，分析FTA的签订有助于区内贸易流量的扩大，但与欧盟，北美自贸区相比，区域内贸易比重仍然偏小，贸易创造有限，而且贸易创造效应对于东盟国家更为明显。巴拉萨模型易于操作，克服了贸易创造和贸易转移难以计算的问题，本文将采用这种模型。
陈雯（2009）选取2002-2006年期间中国和133个贸易伙伴的贸易数据，运用引力模型的单国模式分析中国-东盟自由贸易区的建立对中国与东盟国家进出口贸易的影响，通过分析发现FTA签订对中国与东盟的进出口有贸易创造效应 但是对中国从东盟进口的推动作用大于对中国向东盟出口的推动作用，另外，中国与东盟国家在纺劳动密集型产品织品（服装和电子电器等）上存在着竞争，这一定程度上阻碍了中国对东盟的出口。
一、中国-东盟FTA对双边贸易的影响
中国与东盟建立自贸区以来，双方降税进程不断向前推进，贸易随之快速发展，07年中国向东盟出口941.8亿美元，而到了2010年中国东盟自贸区全面启动，当年出口额增长到1382.2亿美元，双边贸易达到2927.8亿美元，更有分析称，拥有6亿人口的东盟，将在未来成为中国的第一大贸易伙伴。对于签订FTA对于中国和东盟贸易的影响，可以通过贸易比重，贸易强度指数进行衡量。
（一）贸易比重
贸易比重，指a国向b国的出口占a国向世界出口总额的比重，或a国从b国的进口占a国世界进口额的比重，本文从UN Comtrade中选取了1996-2012年中国与东盟五国（菲律宾，马来西亚，新加坡，泰国，印度尼西亚）的贸易往来数据，计算出了相应的贸易比重，通过贸易比重可以直观的表现双方贸易往来情况。
图1，图2显示中国对东盟各国出口贸易比重整体呈上升趋势，但上升趋势较为平缓，相对于其他东盟国家，中国对新加坡一直保持较高的出口水平，但在金融危机后，出口比重下降到0.02以下，2010年后，随着全球经济复苏，情况有所好转。在进口方面，中国从五个国家的进口比重有升有降，与双方在某些产品存在竞争关系有关。签订FTA后，对中国从菲律宾的进口起到了一定促进作用，对其它国家则并不明显。
（二）贸易强度指数
图3，图4显示中国对东盟出口贸易强度指数在FTA签订后呈上升趋势，在进口方面，马来西亚上升幅度较大，在2009年相对于2002年上升了21%，而菲律宾在08年之后成为东盟主要五国中与中国在出口方面贸易关系最为紧密的国家。在进口方面，中国从菲律宾进口贸易强度指数在07年曾达到了6，在此之后虽然有所下滑，但截至12年，马来西亚，菲律宾贸易强度仍然保持在3左右，明显高于其他国家。
（三）小结
由上面几张图表，我们可以总结中国东盟FTA带来的贸易影响有以下特征：
1）FTA签订对双方贸易起到了促进作用，双方贸易比重都有所提升，这说明双边在加大对彼此产品的市场需求，但相对于中国而言，对于东盟的促进作用更为明显。FTA签订大力推进了东盟国家向中国的出口，使近几年中国对东盟的贸易逆差额不断缩小，到09年时，双方贸易额已经基本持平，这说明FTA签订后，东盟成为最受惠地区。
2）双方贸易受国际经济大环境影响较大。在2008年左右，中国与东盟贸易出现了较大波动，这是由于双方贸易产品结构较为单一，而且双方对外贸易依存度较高，综合几种因素，双方贸易极易受到国际经济形势影响。
二、FTA对中国和东盟贸易影响的实证研究
（一）模型的选取：
巴拉萨模型在1967年由巴拉萨建立，其基本假设是，在区域经济一体化之前，进口需求弹性不变，若在此之后发生改变，则改变是由于施行区域经济一体化产生的，如果区域内进口需求弹性增加，则说明存在总的贸易创造效应，若区域外进口需求弹性减少，则说明存在贸易转移效应。
α1为经济一体化之前的进口需求弹性α1+α2为经济一体化后的进口需求弹性，当α2大于0时，进口需求弹性增加，α2小于0时，进口需求弹性减少。
（二）数据选取
为了便于研究，将东盟视为一个整体，因为文莱，越南，缅甸，柬埔寨，老挝数据不全且贸易量较小，所以以东盟主要五国新加坡，印尼，马来西亚，泰国，菲律宾的加总数据代替东盟的相关数据，本文选取1996-2012年的数据，中国与东盟五国进口总额由UNcomtrade数据库获取，人均GDP由UNdata数据库取得，其他数据在此基础上计算取得，回归数据以2002年为划分点，02年之前，虚拟变量d取0，02年之后d取1。
（三）实验结果及分析
运用Eviews6.0对（5）（6）（7）进行最小二乘法估计，得到结果如下：从回归结果结果来看，进口与人均GDP成正比，符合预期，由T检验值，调整R2，F检验值，D-W值可以看出模型模拟的较好，不存在自相关，各变量的系数都在10%显著水平以上，变量能够很好的解释被解释变量。
将回归结果归纳为下表2，比较FTA签订前后的进口需求收入弹性的变化：
1）中国区域内进口需求收入弹性小于1，而东盟区域内进口弹性大于1，这是因为中国主要从东盟进口原材料和农产品，这些产品弹性较小，而东盟主要从中国进口机电产品与纺织品，弹性较大。
2）对于东盟，相对于中国，其区域内进口弹性要大于总的进口需求弹性，而中国则相反，这在一定程度上反映了双方在对方贸易中的地位，从东盟的进口占中国总进口额较低，这与事实相符。
3）对于中国和东盟，总进口需求收入弹性，区域内进口，区域外进口收入弹性都有所增加，说明自贸区的建设不仅产生了总的贸易创造效应，还获得了净贸易创造效应，双方贸易的扩大，使从区内其它国家的进口替代了一部分国内的生产。
而相应的净转移贸易效应很不明显，我认为原因有以下几个方面：
首先中国与东盟签订FTA后，04年实施早期收获，05年推行全面减税，直到2010年才全面落实0关税，FTA发挥效用时间较短，而且双方贸易在近几年也受到世界经济危机的影响。
其次，许多企业还没有真正认识到中国与东盟签订FTA后所隐藏的商机，在王玉主，沈铭辉关于中国与东盟的FTA实施情况研究中发现在中国企业中已利用FTA的为16.3%，计划利用的企业占19.0%，这说明双方仍有很大发展空间。
最后，中国在入世后，对于其他非东盟国家也实施了不同程度的降税，致使贸易转移效应不明显。
三、总结与建议
采用贸易比重，贸易强度指数，巴拉萨模型研究FTA签订对于中国东盟贸易的影响，结论大体一致：FTA的签订促进双方贸易的扩大，双方贸易比重不断提升，但FTA对东盟贸易的促进作用更为明显。双方发生了贸易创造，与此同时，中国与东盟双方签订FTA后，贸易产品结构较为单一，不易替代各自与区外发达国家间的贸易，因此没有产生明显的贸易转移效应，这说明中国-东盟自贸区作为典型的南南型区域经济一体化组织，FTA的签订带来的区域内贸易流量的增加有限。
为了进一步深化双边贸易互动，促进双方贸易协调发展，提高整个自贸区经济竞争力，我有以下几点建议：
1）推进国内产业结构改革，增大双方贸易互补性。随着中国劳动薪酬提高，环境执法趋严，越来越多的“中国制造”变成了“越南制造”“印尼制造”等等，中国与东盟许多产品存在竞争性，对此，中国应该逐步调节产业结构，提高技术附加值较高产品的对东盟出口比重，加强从东盟进口所需原材料与半成品，增加
双方贸易的互补性。
2）加强相关优惠政策的宣传，提高相关行政工作的效率。应该让更多企业了解中国东盟自贸区的相关政策，为企业提供帮助，促进更多企业走出去，充分利用对方的优势资源，发展规模经济，增强企业在全球范围内的竞争优势。
3）加强相关基础设施以及金融服务体系的建设。西南地区交通条件较差，在一定程度上制约了我国东盟一些国家的贸易发展，所以要不断推进相关交通以及通讯设施的建设，另外，建立可以共享互动的信息平台以及相关金融服务体系，可以进一步促进信息流动，减少交易成本。
4）增强政府互信，使中国与东盟在更多层次更多领域开展合作。双方在发展经济的同时，应该加强开展政治对话，增强互信，秉持“相互尊重、平等互利、彼此开放、共同繁荣、协商一致”的区域合作原则，增进了解，促进解决相关贸易机制，运行选择，南海等相关问题，并要协商一致抵制以美国为首的发达国家对中国东盟自贸区的干预，为双方贸易发展提供良好的政治环境。
参考文献：
[1]薛敬孝，张伯伟.东亚经贸合作安排：基于可计算一般均衡 模型的比较研究[J].世界经济，2004，06：51-59.
[2]李荣林，赵滨元.中国当前FTA贸易效应分析与比较[J]. 亚太经济，2012，03：110-114.
[3]杨欢.中国―东盟自由贸易区中国进口的贸易效应研究 ――基于巴拉萨模型[J].对外经贸，2012，09：10-11.
[4]蒋菡英.基于巴拉萨模型的中国――东盟自由贸易区静态 效益实证分析[A].2008湖南商务改革开放30周年征文获 奖论文专刊[C].2008：7.
进口贸易数据范文第5篇
【论文关键词】 贸易条件 外商直接投资 关税率 汇率 贸易条件(Net Barter Terms of Trade)的含义是进出口商品比价，它反映了出口相对与进口的盈利能力。贸易条件的优劣直接关系到各国切身的贸易利益，它与比较利益一起被认为是国际贸易的两个基本问题，各国政府及研究学者对贸易条件的变动也都十分关注。 加入WTO以后，中国的对外贸易经历了快速增长。据海关统计， 2006年，中国对外贸易总额达17604.0亿美元，贸易总量排名第三。然而，伴随着出口的大量增长，我国对外贸易出现了出口价格相对于进口价格下降的局面。2011年4月，央行副行长郭树清指出：长期以来中国的出口价格水平下降，进口价格水平上升，这是典型的贸易条件恶化表现。
一、中国贸易条件的变动状况 1.贸易条件的含义及计算 在国际贸易中，贸易条件的最初含义就是价格贸易条件(NBTT)，它是一国出口商品平均价格与进口商品平均价格的比率，其计算公式为：NBTT=(Px/Pm)·100，Px代表一国出口商品的价格指数，Pm代表一国进口商品的价格指数。本文依据SITC分类标准，采用帕氏公式来计算中国贸易条件指数。 帕式公式：Pxt=∑pitqit/∑pi0qit Pmt=∑pjtqjt/∑pj0qjt 其中，Pxt和Pmt分别表示第t期的出口和进口价格指数。pi0和pj0分别表示基期(1983年为基期)第i种商品的平均出口价格和第j种商品的平均进口价格。pit和pjt分别表示第t期第i种商品的平均出口价格和第j种商品的平均进口价格。qit和qjt分别表示第t期第i种商品的出口数量和第j种商品的进口数量。 2.中国贸易条件的变动趋势 中国贸易条件变动趋势图 从图1中可清晰的看出，中国贸易条件在1983年～2006年间呈波动性下降，趋于恶化的趋势。1983年～1985年间，贸易条件阶段式上升，由1983年的100下降为75.05。第二个明显的贸易条件上升阶段为1988年～1991年。其他时间段，中国贸易条件均有较为明显的恶化趋势。 二、中国贸易条件影响因素的实证分析 现实中，贸易条件变动是一个复杂的过程，那么究竟哪些因素影响中国贸易条件的变动，其影响程度是多少呢。本文运用国际经济学的相关理论为依据，选取影响因素作为模型参数，搜集1983年～2006年间的样本数据，建立影响中国贸易条件变动的回归模型，最终来考察这些因素与中国贸易条件变动的相关程度。
1.模型说明 假设大国情形，且显著性水平为5%。参数包括：GDP指数，以1983年GDP为基期计算。出口商品结构指数(RMP)=(工业制成品出口总额/初级产品出口总额)×100，以1983年RMP为基期。外商直接投资(FDI)，本文采用实际利用的外商直接投资额，单位为亿美元。实际关税率(T)=(进口关税实际征收总额/总进口额)×100%。汇率(R)，本文采用人民币对美元的年平均汇价，来源于历年《中国统计年鉴》。 2.模型建立与检验 利用1983年～2006年的数据，以贸易条件指数(NBTT)为因变量，GDP、出口商品结构指数(RMP)、FDI、实际关税率(T)、汇率(R)为自变量，建立多元线性回归模型。考虑到FDI与GDP的相关性及FDI的滞后效应，将FDI的数据滞后一期处理。 NBTTi=a0+a1GDPi+a 2RMPi+a3FDIi-1+a4Ti+a5Ri+ei(i=1，2…24) 运用SPSS15.0，对以上模型进行线性回归，得出模型中R2=0.923，R2的修正值等于0.902，模型的拟合优度高。样本相关系数R=0.961，表明被解释变量与解释变量的线形相关性强。 DW=1.755，接近于2，所以模型不存在自相关。 资料来源：SPSS15.0输出结果 从表2可得出，贸易条件指数与其影响因素之间的多元线性回归方程：NBTTi=37.672-0.010GDPi+0.015RMPi-0.009FDIi-1+3.818Ti+0.045Ri。 自由度为18的临界值t0.025(18)=2.10，常数项、GDP、FDI、T和R均通过了t检验。表明解释变量GDP、FDI、实际关税率和汇率对贸易条件有显著性影响。 出口结构指数未通过检验，因此对回归模型进行修正，在原来的回归模型中剔除RMP这个自变量，再进行回归。结果如下： NBTTi=39.864-0.005GDPi-0.012FDIi-1+3.710Ti+0.045Ri t值: (2.492-2.365-2.877 4.8782.154) t0.025(19)=2.09，各个自变量均通过t检验 F=50.847>F0.05(4，19)=2.90，通过F检验，说明总体回归方程是显著的R=0.965 ，R2=0.915，R2的修正值为0.897，说明模型的拟合优度高。 3.模型结论 从回归方程中，我们可以得出以下结论:GDP、FDI的变动对贸易条件产生负向影响;实际关税率和汇率的变动对贸易条件产生正向影响。 (1)经济增长与贸易条件 中国经济增长与贸易条件存在负相关关系，符合西方经济学中的雷布津斯基定理：在其他要素数量不变的情况下，一种要素数量的增加将会降低使用该要素商品的相对价格，如果该商品是出口商品则贸易条件将恶化，反之亦然。 (2)FDI与贸易条件 FDI的增加使得贸易条件恶化，这与外商直接投资的流向有关系。根据国际经济学的理论，如果FDI流入的是东道国的出口优势部门，那么将使出口部门的产出增加、价格降低，贸易条件恶化，反之亦然。在我国自2001年起，70%的外商直接投资流向了制造业。制造业部门劳动生产率的提高，导致出口商品价格，尤其是劳动密集型产品价格下降。 (3)关税与贸易条件 实际关税率即进口关税率的系数为正，说明我国征收关税起到了改善贸易条件的作用，对贸易条件的影响是正向的。但值得注意的是，入世后我国利用关税来调节贸易条件的空间越来越小。
