中國出口貿(mào)易中的本地市場效應(yīng)估計
——以“21世紀海上絲綢之路”國家為例

蔣蔚芳

國際貿(mào)易

中國出口貿(mào)易中的本地市場效應(yīng)估計
——以“21世紀海上絲綢之路”國家為例

蔣蔚芳

在新貿(mào)易理論框架下，本地市場效應(yīng)是比較優(yōu)勢的一個重要來源。本文基于2000-2014年中國對21世紀海上絲綢之路沿線十個國家之間的出口數(shù)據(jù)，借鑒Schumacher(2003)的引力模型方法，通過對面板數(shù)據(jù)的實證分析，估計了貿(mào)易中的本地市場效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在10大類SITC一位數(shù)產(chǎn)品當中有7類存在顯著的本地市場效應(yīng)，在35個兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)當中有22個存在顯著的本地市場效應(yīng)。所以，應(yīng)該注重國內(nèi)市場的開發(fā)，推進國內(nèi)市場一體化的進程，培育國內(nèi)市場需求，獲得由本地市場效應(yīng)帶來的新比較優(yōu)勢。

本地市場效應(yīng)；出口貿(mào)易；21世紀海上絲綢之路

一、問題的提出

共建21世紀海上絲綢之路是中國目前重要的國家戰(zhàn)略，而本地市場效應(yīng)作為識別傳統(tǒng)貿(mào)易理論范式和規(guī)模報酬遞增的新貿(mào)易理論范式的重要標準，一直是國際貿(mào)易研究的熱點。檢驗中國與“一路”沿線國家的雙邊貿(mào)易中是否存在本地市場效應(yīng)有助于更加深入地理解雙邊貿(mào)易模式，對“一路”戰(zhàn)略的順利推行也有積極意義。

就有關(guān)國內(nèi)外文獻來看，Krugman(1980)和Helpman and Krugman(1985)首次在模型當中證明了本地市場效應(yīng)的存在，但由于他們模型中嚴格假設(shè)條件的限制，此種本地市場效應(yīng)不帶有普遍性。之后，許多學者，如 Davis(1998)、Yu(2005)、Zeng and Kikuchi(2006)等試圖放松假設(shè)條件，拓展了本地市場效應(yīng)模型。相對于本地市場效應(yīng)的理論研究，本地市場效應(yīng)的經(jīng)驗研究出現(xiàn)得較晚。理論模型的不斷拓展和數(shù)據(jù)處理技術(shù)的日益完善豐富了實證檢驗的手段。檢驗的方法主要有兩種：

第一種是直接考察需求和產(chǎn)出之間的關(guān)系。Davis and Weinstein(1996)構(gòu)建了“超常需求”指標，首次對OECD國家制造業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的本地市場效應(yīng)進行了實證分析，但檢驗結(jié)果并不支持本地市場效應(yīng)。Davis and Weinstein(2003)在此基礎(chǔ)上引入市場準入因素，在OECD國家重新找到了本地市場效應(yīng)的證據(jù)。另一種方法是Schumacher(2003)提出的引力模型，通過考察出口產(chǎn)品的相對需求彈性來判斷本地市場效應(yīng)的存在性。

從進入21世紀以來，中國與海上絲綢之路國家的貿(mào)易往來日益密切。為了進一步考察出口貿(mào)易中的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，按照國際貿(mào)易標準分類第三版（SITC.Rev3）對出口產(chǎn)品進行分類，發(fā)現(xiàn)在中國對這些國家的出口中，資本或技術(shù)密集型產(chǎn)品（SITC 5和SITC 7）占比大于勞動密集型產(chǎn)品（SITC 6和SITC 8）的占比。按照傳統(tǒng)的要素稟賦理論，以往中國勞動力豐富、勞動成本低的比較優(yōu)勢導(dǎo)致中國會更多出口勞動力密集型產(chǎn)品，這個理論無法解釋資本或技術(shù)密集型產(chǎn)品出口額占比大于勞動密集型產(chǎn)品占比的數(shù)據(jù)事實。那么，這一現(xiàn)象需要用其他的理論來解釋。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選取

對于上文提到的中國對“一路”沿線國家出口較多資本或技術(shù)密集型產(chǎn)品的現(xiàn)象，本文試圖用本地市場效應(yīng)來解釋。受到貿(mào)易數(shù)據(jù)的可獲得性的限制，本文將選取國家樣本為印度、印度尼西亞、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、新加坡、斯里蘭卡、泰國、阿聯(lián)酋和越南。

本地市場效應(yīng)的基本理論模型是由Krugman(1980)和Helpman and Krugman(1985)提出的。假設(shè)一個部門在CRS-PC①規(guī)模報酬不變—完全競爭。框架下生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品，不存在運輸成本；另一個部門在IRS-MC②規(guī)模報酬遞增—壟斷競爭?？蚣芟律a(chǎn)水平差異化產(chǎn)品，該部門存在固定成本和不變的邊際成本，運輸成本采用冰山型。效用函數(shù)是C-D函數(shù)和CES函數(shù)的復(fù)合形式。如果μ是本國相對于外國生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量，σ＜1是貿(mào)易自由度，λ是本國相對于外國的需求比例。Krugman(1980)指出③在Krugman(1980)中使用的符號并不是這些，本文沿用的是Davis and Weinstein(1996)論文中的符號。：

當本國和外國擁有相同的需求規(guī)模（λ=1），則本國和外國生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量相等（μ=1）；但如果本國對IRS-MC部門產(chǎn)品需求上升（λ＞1），則本國相對于外國將生產(chǎn)更大比例的IRS-MC部門產(chǎn)品（μ＞1），從而出現(xiàn)本地市場效應(yīng)，并成為該產(chǎn)品的凈出口國。

在這個理論模型的基礎(chǔ)上，Schumacher(2003)運用引力模型考察需求和資本勞動比對貿(mào)易模式的影響，從而分離本地市場效應(yīng)與要素稟賦對貿(mào)易模式的不同影響，驗證了本地市場效應(yīng)的存在性。本文主要運用Schumacher（2003）引力模型的方法。

模型表示如下：

（2）式中Xaij表示由i國出口到j(luò)國產(chǎn)業(yè)a的出口額，Yi和Yj表示分別由出口國和進口國GDP代表的出口國的供給能力和進口國的需求規(guī)模。yi、yj分別表示由出口國和進口國的人均GDP表示的要素稟賦狀況。Dij是兩國之間的地理距離，表示貿(mào)易成本。Zkij表示其他影響雙邊貿(mào)易的虛擬變量，比如文化因素、貿(mào)易政策和語言等。

lnMaij表示j國出口到i國的產(chǎn)業(yè)a的出口額，也可以用lnXaij來表示，即：

由方程（4）可知：如果兩國具有相同的資本/勞動比(要素稟賦相同)，那么貿(mào)易模式由雙邊相對需求規(guī)模決定，當衡量出口收入彈性與進口收入彈性差值的（為正時,則存在本地市場效應(yīng)；如果兩國具有相同的需求規(guī)模，那么貿(mào)易模式由要素稟賦決定，衡量了傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的大小。這樣就能分離出本地市場效應(yīng)和傳統(tǒng)的要素稟賦優(yōu)勢對雙邊貿(mào)易模式的不同影響。

利用上述引力模型的方法，估計2000-2014年中國與“一路”國家雙邊貿(mào)易中的本地市場效應(yīng)。國際貿(mào)易標準分類（SITC Rev.3）的雙邊進出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫。各個國家的GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行公開數(shù)據(jù)庫，是按購買力平價（PPP）衡量的實際GDP，代表各國的需求規(guī)模（或供給能力）。模型中另一個解釋變量是資本勞動比：世界銀行公開數(shù)據(jù)庫提供的GDP與勞動力比值的數(shù)據(jù)（GDP per person employed）。

三、實證方法與估計結(jié)果

本文所采用的數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，且時間序列的長度比截面的個數(shù)更多。因此，在做引力模型的回歸之前要先考慮面板數(shù)據(jù)中的序列是否平穩(wěn)的問題，即是否存在單位根。如果變量序列在首次檢驗時存在單位根，加入一階差分后就不存在單位根了，則時間序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系，需要再次檢驗。本文選用Stata軟件的ipshin命令來檢驗面板數(shù)據(jù)的單位根，該命令只針對平衡的面板數(shù)據(jù)，考慮了截面異質(zhì)性和干擾項的序列相關(guān)問題。檢驗協(xié)整關(guān)系使用的命令是xtwest（基于誤差修正模型的檢驗），其原理是若存在協(xié)整關(guān)系，則誤差修正部分的系數(shù)應(yīng)該顯著異于零。

如果在經(jīng)過單位根和協(xié)整檢驗之后，發(fā)現(xiàn)該類產(chǎn)品的雙邊貿(mào)易面板數(shù)據(jù)存在協(xié)整關(guān)系，就需要使用面板誤差修正模型來進行回歸，并且用豪斯曼檢驗這三種估計量：pmg、mg和dfe①這三種誤差修正模型估計量依次分別適用于所有個體的長期誤差修正系數(shù)均相等但短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)可隨個體改變、所有個體的長期修正系數(shù)和短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)均可隨個體改變和長期修正系數(shù)和短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)均不隨個體改變的情形。Pmg、mg和dfe對應(yīng)的估計方法分別為極大似然估計、最小二乘估計和固定效應(yīng)模型估計。之間選擇一種最適當?shù)墓烙嬃縼斫⒄`差修正模型。如果面板數(shù)據(jù)并不存在協(xié)整關(guān)系，也需要用豪斯曼檢驗來判定該面板數(shù)據(jù)的實證分析是采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，選取恰當?shù)幕貧w方法。

本文采用的計量軟件為Stata 13.1。

首先對SITC0-9這十個大類的雙邊貨物貿(mào)易面板數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果如表1所示。

表1 按1位數(shù)SITC分類的貿(mào)易模式

由表1可知，在SITCRev.3的一位數(shù)10大類產(chǎn)品中，有7類產(chǎn)品的雙邊貿(mào)易中存在本地市場效應(yīng)：食品及活動物（0）、礦物燃料、潤滑油等（3）、動植物油脂及油脂（4）、化學品及有關(guān)產(chǎn)品（5）、按原料分類的制成品（6）、機械及運輸設(shè)備（7）及雜項制品（8）。這一估計結(jié)果和中國與“一路”沿線國家的雙邊貿(mào)易概況相吻合，并且該本地市場效應(yīng)的存在解釋了要素稟賦理論無法解釋的資本或技術(shù)密集類產(chǎn)品出口較多的現(xiàn)象。因為在存在貿(mào)易成本時，廠商獲得了定位于較大市場的激勵，對某一類產(chǎn)品的較大本地市場需求會轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)該類產(chǎn)品的廠商的集聚，從而生產(chǎn)更多該類產(chǎn)品，最終出口該類產(chǎn)品。由于相對于“一路”沿線國家而言，中國國內(nèi)對資本或技術(shù)密集型產(chǎn)品（SITC 5和SITC 7）具有較大的市場需求，中國成為了該類產(chǎn)品的凈出口國。

進一步考察SITC Rev.3兩位數(shù)產(chǎn)品分類中的5至8類制造業(yè)部門產(chǎn)品的本地市場效應(yīng)。

表2 按2位數(shù)SITC分類的貿(mào)易模式（SITC 51-59）①由于篇幅限制，只列出存在本地市場效應(yīng)的出口產(chǎn)品類別；有需要的讀者可向作者索取完整的表格。以下表3-表5同。

表3 按2位數(shù)SITC分類的貿(mào)易模式（SITC 61-69）

表4 按2位數(shù)SITC分類的貿(mào)易模式（SITC 71-79）

表5 按2位數(shù)SITC分類的貿(mào)易模式（SITC 81-89）

由表2、表3、表4和表5的結(jié)果可知，在制造業(yè)部門的產(chǎn)品（SITC5-8）的雙邊貿(mào)易中，也存在本地市場效應(yīng)。化學品及有關(guān)產(chǎn)品（SITC 5）兩位數(shù)中有五類產(chǎn)品；按原料分類的制成品（SITC 6）兩位數(shù)中有六類產(chǎn)品；機械及運輸設(shè)備（SITC 7）中有五類產(chǎn)品；雜項制品（SITC8）中有六類產(chǎn)品。本地市場效應(yīng)在決定中國與“一路”國家的貿(mào)易模式方面起著越來越大的作用。

四、結(jié)論

根據(jù)本文的實證分析結(jié)果，2000年至2014年中國與21世紀海上絲綢之路經(jīng)濟帶沿線十個國家的雙邊貿(mào)易中存在本地市場效應(yīng)。不僅在制造業(yè)部門產(chǎn)品的貿(mào)易中存在本地市場效應(yīng)，在初級產(chǎn)品的貿(mào)易中也存在本地市場效應(yīng)。而且，本地市場效應(yīng)不僅存在于資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品（SITC 5、7）的貿(mào)易中，還存在于勞動密集型產(chǎn)品（SITC6、8）的貿(mào)易中。進一步對SITC兩位數(shù)的產(chǎn)品貿(mào)易的實證分析也印證了這個觀點：從具體的制造業(yè)行業(yè)來看，在35個行業(yè)當中有22個行業(yè)存在本地市場效應(yīng)。

因此，中國需要加快培育國內(nèi)市場，拉動內(nèi)需。要內(nèi)外并重，對于一些存在本地市場效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)部門要著重有針對性地培育，擴大具有規(guī)模報酬遞增性質(zhì)的資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品的國內(nèi)需求。同時，加快國內(nèi)市場的整合。各級地方政府應(yīng)發(fā)揮市場機制作用，取消各行業(yè)的地方保護；而中央政府應(yīng)積極協(xié)調(diào)和統(tǒng)籌各地政府間的利益關(guān)系，建立統(tǒng)一的、充分競爭的國內(nèi)大市場，促進國內(nèi)市場規(guī)模經(jīng)濟的形成。

[1]Davis,D.,“The Home Market,Trade and Industrial Structure”,American Economic Review,1998,88(5).

[2]Donald R.Davis,David E.Weinstein，“Market access,economic geography and comparative advantage:an empirical test”Journal of International Economics,2003,59(1).

[3]Head,K.,T.Mayer,and J.Ries,“On the Pervasiveness of Home Market Effects”,Economica,2002,69(275),371—390.

[4]Helpman,E.,and P.Krugman,“Market Structure and Foreign Trade”.Cambridge(M ass):MIT Press,1985.

[5]Krugman,P.,“Scale Economies,Product Differentiation,and the Pattern of Trade”,America Economic Review,1980,70(5).

[6]Melitz,M.,“The Impact of Trade on Intra-Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity”,Econometrica,2003,71(6).

[7]錢學鋒，陳六傅.中美雙邊貿(mào)易中本地市場效應(yīng)估計—兼論中國的貿(mào)易政策取向[J].世界經(jīng)濟研究，2007,(12).

[8]錢學鋒，梁琦.本地市場效應(yīng)：理論和經(jīng)驗研究的新近進展[J].經(jīng)濟學（季刊），2007,(03).

[9]涂遠芬.中國服務(wù)貿(mào)易的本地市場效應(yīng)研究—基于面板協(xié)整模型的分析[J].經(jīng)濟問題探索，2015,(05).

F740

A

1008-4428（2017）09-125-03

蔣蔚芳，女，江西萍鄉(xiāng)人，中南財經(jīng)政法大學碩士研究生。