■ 姚 娜(1、遼寧大學 沈陽 110036 2、沈陽工業大學 沈陽 110023)
改革開放以來,中國逐步走上了經濟市場化和貿易自由化的道路。自1995年5月開始中國實施了多層次貿易自由化戰略,并采取了降低進口商品關稅稅率,取消商品進口配額等措施,雙邊貿易成本逐步下降。2001年中國加入WTO與2005年中國東盟自貿區的全面實施也進一步推動貿易自由化的深化。圖1顯示了1995-2010年中國與主要出口市場(主要出口市場指2007年中國前十四位出口市場,分別為:美國、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、法國、加拿大、澳大利亞、泰國、印度、菲律賓)雙邊貿易成本的變化。

圖1 1995-2010年中國雙邊貿易成本
由 圖1中可以看出中國雙邊貿易成本呈下降趨勢。從時間上看1995-2010年的貿易自由化可劃分為兩個階段:1995-2000年貿易自由化初級階段貿易成本小幅降低,降幅平均在10%左右。從2001年開始貿易成本下降速度加快,平均降幅高達30%以上。而在此期間中國也經歷著持續的出口繁榮。進入21世紀以來,中國出口(24.84%)更是以高于世界總出口(6.8%)近4倍的年均增長率迅猛增長。其中80%源于已有貿易品出口數量的增加,另外20%則是可貿易品種類的增加及貿易對象的擴大,即擴展邊際的增長。如果擴展邊際的增長時段恰好與貿易自由化的實施階段相切合,則表明貿易自由化與出口擴展邊際的增長應該呈正相關。為證實這種正向關系,本文將采用KR界定法考察貿易自由化戰略實施階段中國出口擴展邊際的變化。
本文選取2007年中國前十四位主要出口市場作為樣本對象,采用Novy(2007)的改進引力模型測度中國與14個主要貿易伙伴的雙邊貿易成本。與其他測度方法相比,該模型在以下三個方面有新的突破:第一從傳統的雙邊貿易擴展到多邊貿易;第二引入非貿易品的概念;第三嵌入冰山型貿易成本并將模型置于壟斷競爭框架之下。為更方便地測度貿易成本,模型假定雙邊貿易成本對稱(τjk=τkj),同時雙邊貿易品份額相等(sj=sk=s),根據該模型得出的貿易成本計算公式如下:

其中,EXPj,k和EXPk,j分別為J國與K國間的實際出口額,GDPj、EXPj和GDPk、EXPk分別為兩國的實際GDP和實際總出口,S為可貿易品份額,兩國相等,ρ為替代彈性(Novy,2007)。
從該公式中可以看出,如果其他條件保持不變時,雙邊貿易額的增加表明貿易關系更密切,貿易成本下降;相反如果產出的增加并沒有帶來雙邊貿易額的增加,則導致貿易成本上升。

圖2 中國向世界出口“最小貿易品”出口份額
采取Novy(2007)模型的另一個原因在于數據的可獲得性。各國的實際GDP數據可以通過IMF的IFS(international financial statistics)數據庫獲得。雙邊貿易額與各自出口額的相關數據可以通過IMF的DOTS(direction of trade statistics)數據庫獲得。該數據庫提供了世界上大多數國家從1948年以來的所有進出口數據,因此很容易獲取中國與G14各國的相互名義出口數據和各自的名義總出口數據。為消除價格變動的影響,對上述數據采用2000年美元價格統一計算,得到各國實際貿易數據。本文選取的樣本時間跨度為1995-2010年。

表1 中國與G14出口擴展邊際變化情況
另外,還需確定上述公式中的兩個參數的數值。一是替代彈性ρ。從公式中可以看出,替代彈性越低意味著消費者對價格或貿易成本越不敏感,從而有助貿易的擴大。但該數據很難直接從數據庫中計算獲得,有文獻顯示該數值介于5-11之間(Anderson,2004)。為更一般性地考察替代彈性對貿易成本的影響,取中間值ρ=8。
而關于可貿易品份額S,有學者在考察了5個OECD國家(法國、意大利、日本、英國與美國)之后,發現1960-1988年其私人貿易品中非貿易品份額為18.9%-44.3%。由于選擇的國家樣本中有三分之二都是工業化國家,非貿易品份額應該較低,因此本文選擇s=0.8,即所有商品中20%是非貿易品。
Kehoe and Ruhl(2007)提出一種新的衡量擴展邊際增長的方法。首先界定“最小貿易品”。給定貿易伙伴與樣本年度,將所有商品HS-6位編碼出口數據按照選定樣本空間前三年平均出口額進行排序。將排列好的商品分成十組,每組商品總出口額占前三年平均出口額的十分之一。其中第一組由出口貿易額最小的商品構成,將其稱為“最小貿易品”。
其次衡量出口擴展邊際的增長。首先需計算在樣本空間最后一年(終期)這十組商品的出口總額所占的比重。存在兩種極端情形:如果貿易的增長只來源于已有貿易品出口數量成比例地增加,那么每一組數據在終期所占份額應仍保持為10%;如果貿易增長只是來源于出口商品種類的增加,那么“最小貿易品”組在終期所占份額應上升,而其他組的份額應下降。也就是說在基期占10%比重的“最小貿易品”組的出口份額在終期所占比重超過10%,則表明出口擴展邊際有所增長。
最后分析擴展邊際的時間增長性。對于樣本中的每一年計算“最小貿易品”組的出口比例。如果貿易自由化戰略實施之后“最小貿易品”組的出口所占份額上升的話,則表明貿易自由化與出口擴展邊際增長存在時間一致性。
關于貿易伙伴及樣本數據的選取,本文仍沿用2007年中國前十四位主要出口市場,選用1995-2010年貨物貿易年度數據,數據來源于中國海關總署與WTO(UN COMTRADE)數據庫。采用出口平減指數對數據進行平減處理,并統一成2000年美元價格。
首先衡量中國出口擴展邊際的增長。如圖2所示,十組貿易品2010年出口份額并不相同,“最小貿易品”組出現峰值。1995年中國向世界出口的最小貿易品種類為2471種,出口額占總出口的10%。到2010年, 2471種最小貿易品的出口額占總出口的19.88%,這表明中國出口貿易增長中擴展邊際增長占有20%左右的比例。
為了考察出口擴展邊際的時間增長性,本文將樣本空間分成兩個階段:貿易自由化初級階段與貿易自由化深化階段。為了能夠更好地分析出口擴展邊際實際增長情況,將“最小貿易品”組分解為三個部分:零貿易品(嚴格來說不存在完全意義上的零貿易品。如美國的出口中只有出口額超過2500美元才會被納入統計體系中,而小于2500美元的商品則被視為零貿易品。小額貿易品是指存在正向貿易但年貿易額小于50000美元的商品)、小額貿易品和相對大額貿易品。表1顯示了中國出口擴展邊際變化情況。
從表1中可以看出,中國與G14出口擴展邊際在貿易自由化兩階段均有所增加。在貿易自由化初期擴展邊際增加幅度較小,平均增長率為9.78%。其中印度(22.73%)、菲律賓(20.54%)、泰國(19.04%)上升幅度較大,而德國(4.78%)、美國(3.21%)、日本(1.85%)上升幅度較小。而在貿易自由化深入階段增長幅度加大,平均增長率為32.40%。同時國家排名也有較大變化。美國由第13名一舉躍升至第1名,2010年終期上升幅度為57.08%,是2000年終期的近20倍,這說明貿易自由化的加深對出口擴展邊際影響巨大。
針對具體的商品,表2與表3中給出中國對美國出口額變化最大的前十種最小貿易品。1995-2000年間中國向美國出口的最小貿易品中,主要出口品為服裝、燃料、礦產品等,屬于勞動密集型或資源密集型產品,出口商品結構比較低級。而中國入世以后對于工業制成品平均關稅降至8.9%的措施,使得主要出口商品變為工業品及配件等資本或技術密集型產品,出口商品結構快速升級。

表2 1995-2000年中國對美國出口前十大最小貿易品(單位:美元)

表3 2000-2007年中國對美國出口前十大最小貿易品(單位:美元)
為彌補現有研究的不足,本文借鑒KR界定法衡量了中國的出口擴展邊際的現實特征。通過研究發現隨著貿易自由化程度的不斷加深,中國的貿易成本逐漸降低,同時中國對G14最小貿易品出口份額在終期均有所上升,這說明中國出口擴展邊際的變化時段恰好與貿易自由化戰略實施階段相一致,較好地證明了兩者之間的正相關聯。對具體商品而言,自由化初期主要出口的最小貿易品為服裝、燃料、礦產品等勞動或資源密集型產品,深化期則集中于工業品與配件等資本或技術密集型產品,說明中國的出口商品結構不斷升級。
上述結論同樣可以為中國進行貿易自由化的路徑選擇提供幫助。中國貿易自由化戰略是分階段、分層次的。以WTO為核心的全球多邊貿易體制與CAFTA區域貿易機制極大地促進了中國與世界各國貿易自由化的進程,但WTO由于成員眾多,成員內部利益難免發生沖突,有時難以在短期內達成協議。而CAFTA機制更加靈活,成員國地緣上接近經濟發展水平相當,建立自由貿易區不僅對雙方市場的沖擊都不會太大,還可以有助于縮小各國經濟發展水平差異。然而CAFTA的建立其區域性特征也可能導致區域集團對外的排他性、封閉性以及區域集團之間的競爭性和對抗性,不利于世界經濟的健康穩定發展。另外就推動全球貿易自由化的效率與權威性而言,WTO無疑更有優勢。因此對于中國未來的貿易自由化戰略發展來說,應以WTO為核心的多邊貿易自由化進程作為主導層次,爭取發展中國家的特殊待遇并利用例外原則取得有利的談判地位,同時將區域貿易自由化進程作為必要補充,通過普遍的開放與適當的有期限的保護,以達到在貿易自由化進程中趨利避害的目的。
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