中國出口商品的供給曲線是水平的嗎？——以對新西蘭市場的出口為鏡像

李小明

（廈門大學經濟學院，福建廈門361005）

一、問題的提出

貿易彈性估計在國際貿易流量的實證研究中扮演著重要角色，它為理解一國貿易增長方式以及貿易政策評估提供了思路。對中國貿易彈性的估計更是引起學術界經久不衰的研究興趣，部分學者使用總量數據對中國進出口彈性進行了估計，以此來檢驗馬歇爾——勒納條件和J曲線效應在中國的存在性，為人民幣匯率政策調整以改善中國國際收支狀況尋找證據支持（海聞、沈琪，2006）。有文獻對中國出口需求的收入和價格彈性做了專門的討論與研究（姚枝仲、田豐、蘇慶義，2010）。這些文獻在求解出口貿易彈性時，在變量（價格和數量）或樣本期選擇上存在差異，得到的出口貿易彈性并不一致。但大部分估計都是通過價格和出口量數據來擬合出口需求方程，這種處理方式暗含了一個共同的假設條件，即中國出口商品的供給彈性無窮大。

誠然，這一設定大大簡化了貿易彈性的估計，但在估計貿易彈性時，理論模型設定應當充分考慮一國貿易的特征事實。將中國出口商品的供給曲線當作水平的，并不符合中國經濟的現實狀況：一方面，伴隨著中國經濟的快速發展，國內資源和勞動力等生產成本在逐步上升，生產要素的邊際產出價值呈不斷下降的趨勢；另一方面，在人民幣升值的背景下，中國出口商品的國際競爭力受到了一定程度削弱，加上預期因素的影響，不同行業對于成本提升以及國際市場需求變動的敏感度不一樣，并不都滿足在特定價格下可提供任意數量產品的條件。

實際上，國際貿易是在供給方和需求方共同作用下實現的，當出口供給曲線是水平的時侯，出口彈性系數就能通過單方程（需求方程）估計出來。從理論上來看，估計貿易彈性時應建立包含進口需求和出口供給的貿易方程，應用聯立方程組對參數進行估計（Goldstein和Khan，1985），貿易彈性包括供給彈性和需求彈性兩個方面。

本文的研究從國外進口市場的角度出發，應用聯立方程組求解中國出口商品的供給彈性和貿易對象的進口需求彈性。理論上講，產品供給彈性反映了需求方（進口國）的市場勢力，市場供給彈性越小，說明買方的市場勢力越強；反之亦然。近年來，我國頻繁遭遇歐美等國貿易壁壘甚至是貿易制裁，從微觀角度研究中國出口商品供給彈性的分布狀況，為理解中國出口陷入上述被動局面提供了直觀的視角；進一步地，這也將為中國出口貿易結構調整提供參考。構建測度貿易彈性的模型時，模型設定還須考慮兩大重要的特征事實。

首先，不同產品部門的出口需求對于價格和收入變動的敏感度不一致，實際匯率等價格因素變動對貿易結構將產生影響，從而導致總量分析存在偏差。雖然有文獻從中觀層面對中國貿易彈性的結構特征進行了考察。如范金、王艷和梁俊偉（2004）通過建立中國進出口彈性模型和行業計量經濟模型，估計出了中國16個行業的出口需求彈性；陳六傅和錢學鋒（2007）以中國與G-7各國1990—2005年季度貿易數據為樣本，檢驗了人民幣實際匯率彈性在國別間的不對稱性。

其次，品種增加是理解進口需求與出口供給彈性的關鍵，但現有估計貿易彈性的理論和方法并沒有對產品新品種給予充分考慮（姚枝仲等，2010）。理論上講，新產品品種進入對于同種產品其它品種的影響不容忽視。一方面，新品種的進入將對在位品種的需求產生影響，品種間Armington替代彈性度量了這種影響的程度；另一方面，新增品種對同種產品價格水平將產生實質性影響（Feenstra，1994；Broda 和 Weinstein，2006；Gaulier和Méjean，2006），產品價格水平的變動將改變產品品種供給，出口供給彈性捕捉了這一變動的大小。

Feenstra（1994）基于壟斷競爭模型的分析框架，構建了考慮品種變化的進口價格指數，并提出了一個估計進口產品品種間Amington替代彈性和出口國逆供給彈性（Inverse supply elasticity）的計量方法。這一方法基于進口國的角度，為估計特定產品的進口需求彈性以及出口供給彈性提供了可行的思路。Broda and Weistein（2006）通過引入網格搜索法（grid seach），進一步拓展了Feenstra（1994）的估計方法，使得估計的參數更為穩健，結果更符合經濟現實。

本文借鑒 Feenstra（1994）及 Broda 和 Weistein（2006）的方法，構建了估計出口供給與進口需求彈性的理論模型，并以新西蘭進口市場數據為例，測算了其進口市場明細產品的需求和供給彈性。進一步地，結合供給彈性的分布情況，本文對中國出口（新西蘭）商品的結構演變特征做了深入分析。

二、估計出口供給、進口需求彈性的理論模型

對于進口國的同一種進口產品來說，每一個進口對象供給的產品代表一個品種。通過構建包含品種需求和供給函數的聯立方程模型來估計進口產品g的出口供給和進口需求彈性。參照 Feenstra（1994）及 Broda 和 Weistein（2006），品種需求和供給方程均用品種的市場份額和價格的函數形式表示。通過時間差分（time-differencing）的方式來消除各品種質量、成本等水平差異因素的影響后，得到下述聯立方程組以表示一國進口產品g的需求和供給系統。

其中，sgct和pgct分別表示第t期品種c在考察國進口市場同種產品的市場份額和單位價格，Δ表示變量對自身差分。（1）式代表進口國對于品種c的需求函數，由CES效用函數推導所得，σg是品種間的Armington替代彈性，φt為隨機變量；（2）式代表品種c的供給函數，ωg是產品g的逆供給彈性（inverse export elasticity），產品g不同品種的相同（對同種進口產品來說，不同供給國的供給彈性相等）。εgct和δgct分別表示需求和供給方程的隨機干擾項。值得注意的是，（1）、（2）式表示的供需系統放松了出口供給曲線水平的這一假設條件，允許出口供給曲線向上傾斜，當ωg=0時，出口供給曲線才是水平的。

通過以下步驟來求解參數σg和ωg。第一步，選擇參照國k（參照品種），對需求和供給系統做參照國差分（k-differencing）處理。具體做法是，分別將（1）、（2）式減去參照國k對應的的供需方程得到（3）和（4）式，從而消除需求和供給方程中與誤差項相關的參數φt和ψt，這種處理方式的經濟意義在于，控制進口商品質量變動共同趨勢的影響。

這里，差分算子 Δkxgct=Δxgct-Δgkt。（3）式的誤差項為 εkgct=εgctεgkt，表示品種的需求沖擊，它受品種自身質量、進口國偏好等因素變動影響；類似地，δkgct=δgct-δgkt表示供給沖擊，以價格的函數形式表示。通過對需求和供給方程進行雙重差分（double differencing），可基本消除一些導致需求和供給方程的殘差項相關的影響（Broda et al.，2008），即（3）、（4）式的殘差項是不相關的，E（εkgctδkgct）=0。

第二步，利用E（εkgctδkgct）=0這一條件，可將聯立方程的求解簡化為單方程估計的問題，將（3）與（4）式相乘，轉化后可以得到（5）式。

由于方程（5）的隨機干擾項ugct與解釋變量（價格、市場份額的函數）之間存在相關性，無法直接得到參數的一致估計量。Feenstra（1994）指出，使用各變量在時序上的平均值作為工具變量對（5）式進行回歸可獲得參數 θg=（θg1，θg2）的一致估計量。根據這一思路，使用工具變量法替換（5）式的解釋變量，單方程估計問題即轉化為：

這種估計方法可得到σg和ωg的一致估計量。具體處理時，Feenstra（1994）先使用工具變量對（5）式進行回歸，之后再對（6）式進行加權最小二乘法，最后得到 θg=（θg1，θg2）的估計值。Broda和Weistein（2006）則是對原始數據進行直接加權后再做回歸。兩種處理方式在本質上是等同的，但前者要求產品至少有三個供給國，后者需要至少四個供給國的信息。本文采用Broda和Weistein（2006）的處理方式：首先對變量加權后，通過估計（5）式獲得參數 θg=（θg1，θg2）；接著檢查彈性系數是否具有經濟意義（σg、ωg＞0），對于替代彈性與實際意義不相符合的產品，通過引入網格搜索法（grid search）獲得參數的GMM估計。①具體步驟為：設定σg的取值范圍為[1.05，131.5]，搜索間隔為0.05，搜尋在此區間范圍使得GMM目標函數取最小值的參數，詳見Broda and Weistein（2006）。

三、樣本、數據及測算結果

本文使用了新西蘭1990—2005年的進口商品明細數據，數據來源于新西蘭統計局。對任意HS10位數編碼的進口產品來說，樣本包含了各年度所有進口對象的進口數量與金額信息，可方便地根據上文的理論模型來估計每一種產品的需求彈性和供給彈性。

雖然，新西蘭只是中國出口的“冰山一角”，但相比于使用其它大國的貿易數據，新西蘭國內生產的產品對于進口產品的替代影響可以忽略不計，另一方面，HS10位數編碼分類提供了最為詳細的貿易數據，從而得到的彈性參數更為準確。結合新西蘭進口市場HS10位數編碼產品的逆供給彈性（ωg）的分布情況，本文深入分析了中國對新西蘭出口商品結構的演變特征。

（一）新西蘭進口市場結構分析

在測算商品的貿易彈性之前，有必要對新西蘭進口市場結構做簡要分析，以了解主要進口對象在新西蘭市場中的地位。從表1可以看到，澳大利亞、日本和德國占新西蘭進口市場份額的排名都比較穩定，說明這三個供給國對新西蘭出口的增速與新西蘭市場增長保持了大致相同的變動幅度，扮演著“市場在位者”的角色，它們的市場份額合計在研究期一直處在40%左右的水平。中國在新西蘭市場的地位在研究期內有顯著提高，1990年，中國出口占新西蘭進口市場的比例為1.09%，到2005年這一比例已上升到了10.26%，市場份額的排序由1990年的第15位上升到了2005年的第3位。可以說，中國在新西蘭市場中扮演了“市場進入者”的角色。類似地，韓國、法國以及新加坡這三個供給國的市場份額在1990年與中國大致相當，但在隨后年份上升幅度有限。

（二）新西蘭進口商品逆供給彈性（ωg）描述性統計

根據理論模型本文對新西蘭進口商品的彈性進行求解，并測算出了5 076種HS-10位數產品的彈性系數，對于每一種HS10位數編碼的進口產品來說，對應有品種間Amington替代彈性（σg）和逆供給彈性（ωg）兩個參數，本文僅分析逆供給彈性的分布情況。這些逆供給彈性（ωg）的最小值為0.000 8，最大值達到了6 355.553。表2將這5 076種HS10位數編碼貿易產品歸類合并成了10種大類商品（HS編碼第一位數字相同的歸并為一類，其代表的商品類別參見附錄），并對各大類商品包括的HS10位數產品逆供給彈性（ωg）進行排序，據此將每一種大類商品劃分為三個組，對所求參數進行描述性統計。

從表2可以看出，新西蘭進口產品的逆供給彈性的中位數①由于樣本均值極易受到離群值的影響，故應采用中位數估計值進行分析。為1.43，這意味著，當價格下降1%時，代表性進口產品的供給量將減少0.7個百分點（1除以1.43）。分產品部門來看，各進口產品部門逆供給彈性的中位數在[0.47，2.89]這一區間范圍內變動，其中，賤金屬、運輸設備，化學產品，制造品，儀器設備這四種大類商品（HS編碼第一位數分別為8、3、6和9）逆供給彈性相對較低（即供給彈性較大），這表明它們包含的大多是供給富有彈性的商品。尤其是賤金屬及其制品、機械器具、家電設備、運輸設備等大類商品（HS編碼的第一位數是8）包含了1 123種HS10位數編碼的貿易產品，這些產品的逆供給彈性的中位數是0.47；也就是說，當價格下降1個百分點時，代表性商品的供給量將減少2.13%。

（三）中國出口至新西蘭市場的商品結構演變特征分析

至此，本文已經求解出了新西蘭進口市場5 067種HS10位數編碼產品的逆供給彈性，大致分析了新西蘭進口商品供給彈性參數的分布情況。為了研究中國出口（至新西蘭市場）商品結構的演變特征，本文研究了中國（對新西蘭）出口市場結構與新西蘭進口市場結構的變動情況。根據供給彈性的大小對商品進行分類，進一步對比分析了中國與新西蘭市場主要供給國出口商品的分布狀況。具體結果如表3和表4所示。

從表3可以看到，中國對新西蘭出口額保持了22.59%的年均增速，遠遠高于新西蘭進口額5.60%的年均增速；對所有的大類商品而言，中國出口的增速不同程度地高于新西蘭進口市場的擴張速度，但各大類商品的出口增速變動的幅度并不一致，從而引起了中國出口商品結構出現了變遷，下面對此進行深入分析。第一，第0、1、5類商品②將HS編碼第一位數字相同的產品合并為一種大類商品。下面表述類似。的出口增速普遍較低，這三種大類商品在中國出口的占比下降明顯，分別從1990年的3.81%、3.88%和 10.74%下降到了 2005年的 0.68%、0.72%和1.34%。這些商品包含了動植物及食品相關的產品、紡織原料及其制品等資源密集型的出口品。換言之，資源密集型產品在我國的出口占比在持續下降。第二，第3、6、7、8、9類商品的出口增速均在20%的水平以上，其中，第3、7類商品③包括藥品、肥料；香料及盥洗產品；炸藥、雜項化學制品、塑料及其制品；玻璃制品、珠寶首飾，銅。出口增速雖然都保持在高位，分別達到了25.09%和23.76%，但其出口占比的上升幅度卻比較有限，仍低于新西蘭市場對應進口商品的占比；第6、9類商品④包括鞋帽、羽絨等輕工制品，石料、石膏，陶瓷制品；儀器設備、精密儀器及設備，鐘表、樂器、雜項制品。占中國出口的比例遠遠高于這些商品在新西蘭市場的進口占比，但其出口占比在研究期內略有下降；第8類商品⑤包括錫制品、其它賤金屬制品，機械器具、電器、家電設備，車輛、航空器等運輸設備。在研究期的出口年均增速為33.32%，增速在考察的10種大類商品中最高，從出口占比的變動情況來看，這類商品的出口占中國出口的份額增加明顯，從1990年的10.10%上升至了35.46%，在中國對新西蘭出口中占有主導地位。以2005年為例，中國對新西蘭出口商品排在前兩位的分別是核反應堆、鍋爐、機械器具及零件；電機、電氣、音像設備及零附件（HS編碼章節號分別為84和85），在中國對新西蘭出口的占比分別為17.3%、16.3%。

從產品供給彈性分布情況來看，第0、1、2、4、5、6、7類商品的逆供給彈性（ωg）較高，即供給缺乏彈性。供給彈性主要取決于行業增加生產的困難程度，隨著全球化進程的加快，價格提高引起資源密集型產品部門（HS第一位數是0、1、2、4、5都屬于該類）產量增加較為有限；第6類商品（鞋帽、羽絨等輕工制品，石料、石膏，陶瓷制品）屬于中國特色出口產品、競爭優勢明顯。相對來說，第3、8、9類商品則是供給富有彈性的產品，當產品價格變動時，這些產品部門調整生產規模的困難程度相對較低。中國對新西蘭的出口商品結構也決定了其出口供給曲線的傾斜度，可以看到，中國出口商品的供給曲線并不是水平的。另一方面，從出口商品結構演變的特征可以看出，中國對新西蘭出口商品供給曲線的傾斜度在持續下降。

另外，本文將中國與新西蘭市場其它主要供給國的做橫向比較。對于澳大利亞、德國和日本而言，這三個供給國在新西蘭市場的地位一直較為穩定，是典型的“市場在位者”，其出口增長與新西蘭進口市場的擴張保持了相同的變化幅度。這說明，作為“市場在位者”，它們主動調整了自身的出口商品結構來應對新西蘭進口市場商品結構的變動，以增強兩者之間的匹配性。從表4可以看到，這三大“市場在位者”有一個共同的特點，即供給缺乏彈性的商品占出口比重提高明顯，逆供給彈性（ωg）落在“高”組的商品的出口占比的上升幅度在4%以上（1990—2005年），說明這三個國家出口商品供給曲線的傾斜度在不斷提升（1990—2005）。供給缺乏彈性商品的出口比例在研究期內在不斷擴大，供給富有彈性商品的出口占比有不同程度的下降。而中國對新西蘭的出口結構則出現了反向變動，富有彈性的商品出口比重擴大較為明顯，逆供給彈性（ωg）落在“低”組的商品的出口占比由1990年的14.43%提高到了2005年的20.66%，中國出口增速處在高位的同時，供給富有彈性的出口商品占比在持續提高，中國出口商品供給曲線的傾斜度在持續下降。筆者認為，中國在由“市場進入者”轉變成“在位者”角色的過程中，部分產品部門的規模經濟效應已逐步釋放。出口貿易結構改革的思維策略有別于出口擴張時期，一方面，要維持在國際市場有競爭優勢的產品部門（包括特色商品）的市場地位，增加這類出口商品的附加值，保持這類商品在量上擴張（集約邊際）；另一方面，應增強出口產品種類的多樣化（擴展邊際），并緊密跟蹤世界進口市場商品結構的變動情況，分析進口市場商品結構的潛在變化特征，以調整出口市場商品結構。

四、結論與啟示

貿易彈性的估計在國際貿易政策評估具有重要的地位。現有關于中國出口彈性的估計多集中于需求彈性（包括價格和收入彈性），并假定中國出口商品的供給彈性無窮大（即出口供給曲線是水平的）。本文使用新西蘭1990—2005年HS10位數編碼進口商品明細數據，借鑒 Feenstra（1994）及 Broda和Weinstein（2006）提出的進口產品需求和供給彈性估計模型，測算了新西蘭進口市場中5 076種HS10位數進口產品的逆供給彈性（ωg）；基于此分析了中國出口產品的結構特征，得到的基本結論為：中國出口產品的供給曲線并不是水平的，中國出口的高增長主要由富有供給彈性的出口商品拉動，這些產品部門的出口額占中國出口總額的比重在持續提高，這意味著，出口供給曲線的傾斜度在持續下降（1990—2005年）。

近年來，隨著新貿易理論和企業異質理論研究方法的不斷完善，以及微觀數據的可獲得性增強，貿易產品品種多樣化的福利內涵正不斷被挖掘（錢學鋒等，2010），這也為貿易彈性估計提供了新的視角，本文以新西蘭進口市場的微觀數據為例，嘗試從貿易彈性角度對中國出口產品結構變遷的特征進行了粗略分析。應該說，中國出口產品的市場角色已由“進入者”轉變為“在位者”，現階段中國出口產品的低成本優勢已逐步弱化，如何維持一個“市場在位者”的地位，優化出口商品結構，提高出口供給曲線的傾斜度，有效維持中國出口的貿易利得，值得做進一步的研究。

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