茶葉出口萎縮對近代中國貿易條件的影響
——基于歷史計量的視角

潘 彪 李 軍 田志宏

(中國農業大學經濟管理學院，北京 100083)

鴉片戰爭以后，中國放棄了閉關鎖國的政策，對外貿易不斷擴大。1867—1931年中國對外貿易總額由1.15億海關兩增加到23.43億海關兩，其中，進口額由0.62億海關兩增加到14.33億海關兩，出口額由0.52億海關兩增加到9.09億海關兩。隨著貿易規模的擴大，近代中國的對外貿易條件卻不斷惡化。從1867—1931年中國對外價格貿易條件指數走勢可以看出(圖1)，在長達65年的時間里，價格貿易條件指數整體呈現出下降趨勢，雖然中間有所波動，但逐步趨弱，貿易條件惡化之勢盡顯。

貿易條件是一國在國際市場中競爭實力和競爭地位的指標，主要通過每單位出口商品能夠換回的進口商品數量來衡量。近代中國的貿易條件指數整體呈下降趨勢，表明對外商品交換中的相對利益在不斷下降。[1]這一狀況已被多位學者證實：Hou[2]和Dernberger[3]先后研究過1876—1936年中國出口品的貿易條件，發現同等數量的出口品在20世紀30年代能換回的外國商品約為19世紀60年代的70%，Huenemann的研究結果表明貿易條件惡化的更劇烈，同等數量的出口品只能換回早期的48%。[4]

學術界對于貿易條件的研究主要集中在兩個方面：一是貿易條件惡化本身及其原因，代表性的觀點是“貿易條件惡化論”，認為在發展中國家以出口初級產品以換取發達國家制成品為主的貿易模式下，價格貿易條件存在長期惡化趨勢。[5—6]二是貿易條件惡化對社會經濟的影響，Bhagwati[7]、Lewis[8]等一些學者認為貿易條件惡化會導致一國經濟“貧困化增長”。

圖1 1867—1931年間中國的進出口貿易狀況及價格貿易條件指數 資料來源：鄭友揆，中國的對外貿易和工業發展(1840—1948)[M].上海：上海社會科學院出版社，1984：334—337；孔敏主編.南開經濟指數資料匯編[M].北京：中國社會科學出版社，1988：375—376。

長期的動亂和外敵入侵導致近代中國經濟長期低增長甚至是負增長，而對外貿易條件的長期惡化趨勢更是加劇了貧困化增長。那么，究竟是什么原因導致了近代中國對外貿易條件的惡化呢？貿易條件惡化論認為，一個國家本身的進出口商品貿易結構是對外貿易條件惡化原因。從貿易統計數據中可以看到，近代時期中國對外貿易結構中，飲食品、煙草、原料及半制成品等初級產品占據出口商品的60%以上，[9](P510—512)其中茶葉是最主要的出口商品，但茶葉出口在1886年達到頂峰后便開始急劇下跌，出口量和國際市場份額迅速下降，在茶葉出口萎縮以后，生絲、大豆、桐油等農產品先后成為中國主要的出口產品，但都難以維系像茶葉那樣的長期出口優勢。可以說茶葉作為近代中國最主要和最具有比較優勢的出口商品，經歷了一個由極盛而衰弱的嬗變過程，[10]這一過程更為具體地反映出近代中國出口商品結構的變化，而這是否正好引發了對外貿易條件的惡化呢？據此，筆者提出了本文的核心假說：茶葉出口萎縮是近代中國對外貿易條件惡化的主要原因。

為評估茶葉出口對近代中國貿易條件的影響，本文主要從以下三個方面展開研究工作：一是分析1867—1936年中國茶葉出口貿易狀況以及出口商品結構的變化；二是運用歷史計量學方法，構建實證模型，定量分析貿易條件變化的影響因素，重點考察茶葉出口貿易對貿易條件的影響；三是對模型的穩健性進行檢驗，納入生絲出口和棉紗進口等因素，在更廣的視角下探索貿易條件惡化的動因。

一、近代中國商品出口貿易狀況

(一)茶葉出口日漸式微

19世紀初，茶葉成為一種全球性商品，對世界經濟的發展產生了很大影響，對中國來說更是如此，可以說中國真正與西方世界發生緊密的經濟聯系就是從茶葉貿易開始的。[11](P75)從18世紀末開始，中國茶葉出口量增長迅猛，在19世紀的大多數年份茶葉都是最主要的出口商品，中國茶葉在國際市場上也占據了絕對優勢地位。

茶葉生產屬于勞動力密集的產業，中國人口眾多，勞動力資源充裕，適合茶葉生產，同時中國有著悠久的產茶歷史，生產經驗豐富。根據比較優勢理論，中國出口茶葉具有很強的競爭優勢，這也正是其在早期國際市場中占有重要地位的原因。隨著工業革命和世界貿易的推進，英國看到了茶葉貿易中的利益，開始在其殖民地印度、斯里蘭卡等地區大量種植茶葉，這些地區原先并不生產茶葉，但與中國有著相似的資源優勢，由于在生產之初就引入了先進的制茶工藝，茶葉的產量和品質都有大幅度提升。[11](P93—94)由于宗主國與殖民地之間貿易的便利性，加之中國茶葉生產方式較為落后，勞動生產率低，國際茶葉市場格局迅速變化，中國茶葉很快失去了世界市場。

印度、錫蘭等英國殖民地茶葉大量出口，使得中國茶葉在世界市場上的份額逐年下跌。從表1可以看出，1873年中國茶葉出口2.16億磅，占世界總出口的比重高達92.4%，從1883年開始，世界茶葉貿易規模迅猛增長，中國茶葉出口規模卻逆勢下跌，1920年的出口量下降到0.41億磅，在世界市場上的份額不到10.0%。此后的年份，中國茶葉在世界上的比重一直維持在10.0%左右，市場地位與往昔獨霸世界時已不可同日而語。[12]

表1 1873—1936年世界主要產茶國茶葉出口統計 單位：千磅

資料來源：嚴中平等編，中國近代經濟史統計資料選輯[M]，北京：中國社會科學出版社，2009：61；“—”表示數據不可得。

圖2顯示了1867—1936年中國茶葉出口的變化情況。1867年中國茶葉出口量為131.4萬擔，出口額占出口總額的59.7%，是最重要的大宗出口商品，1886年茶葉出口量為221.7萬擔，達到歷史峰值，隨后出口量開始急劇下滑，到1936年僅為49.9萬擔，不足峰值時的四分之一。隨著中國茶葉出口量的減少，茶葉占出口貿易的份額也迅速下降，1920年跌至1.6%，此后一直維持在較低水平，在不到70年的時間里，茶葉出口份額由最初的近60%減少到不足2%，變化非常劇烈。

(二)其他商品難以延續出口優勢

隨著茶葉出口的萎縮，絲類、豆類、桐油等產品先后成為中國出口比重最高的商品。具體來看，1871—1893年間，茶葉出口貿易份額不斷下降，但仍然是出口份額最高的商品；1901—1921年生絲和絲織品取代茶葉成為最主要的出口商品，而貿易份額同樣在不斷下降；到19世紀的20年代后期，東北的大豆和豆餅出口又超過了生絲和絲織品的出口而占首位，出口份額一度達到20.3%，但在1932年東北淪陷后，大豆出口額直線下降，桐油又成為首要出口商品(表2)。除了這些產品以外，隨著國際市場對農牧、礦產原料需求的增加，過去出口較少的商品，如皮類、毛類、豬鬃、礦產等，逐漸發展成大宗出口商品，中國出口商品品種不斷增加，集中度下降，商品結構發生很大的變化。[13](P36)在六十多年里，中國重點出口的商品從一個類別不斷轉向另一個類別，但都未超出農副手工制品、半制成品或其他初級原料的范圍，[14]而進口商品則始終以工業制造品為主，[9](P510—512)在這樣的國際分工格局中，貿易條件呈現出長期惡化趨勢也就不足為奇了。

圖2 1867—1936年中國茶葉出口及其在出口總額中的比重 資料來源：袁欣，轉型時期的中國對外貿易[M]，北京：對外經濟貿易大學出版社，2008：164—166。

表2 1871—1936年中國主要出口商品的貿易份額變化 單位：%

資料來源：嚴中平等編，《中國近代經濟史統計資料選輯》，北京：中國社會科學出版社，2009年，第56頁；“—”表示數據不可得。

1867—1936年間，中國在失去茶葉這一具有出口比較優勢的產品之后，沒能找到合適的替代產品延續出口優勢，在國際市場競爭中的地位每況愈下。茶葉出口由盛及衰的變化過程有著深刻的內涵，表面上刻畫出近代中國出口商品貿易結構的變化情況，更深層次上則是反映出近代中國勞動生產率與世界的差距不斷擴大。由此，我們基本上可以認為茶葉出口萎縮是近代中國貿易條件惡化的主要原因。

二、實證研究方法與數據說明

(一)實證研究思路

受限于歷史數據資料的可得性，學者們對近代中國貿易條件變化的影響因素的分析還不夠充分，尚未給出明確判斷。林滿紅[15]以進出口價格指數為因變量，匯率指數為自變量，使用1874—1911年數據進行了分析，發現匯率對貿易條件指數的影響并不顯著；王良行[16]采取相似的方法研究了1867—1918年上海對外貿易條件的變化情況，發現匯率每變化1單位，貿易條件變化0.48單位；袁欣[17](P171)在計量模型的基礎上，發現國際銀價和國際批發價格的變動能夠有效地解釋中國對外貿易條件指數的變化。更進一步地，陳爭平[13](P40—49)指出勞動生產率相對變化、進出口商品結構的變化、匯率、價格主動權是決定近代中國貿易條件變動的主要因素。

在對其他時期貿易條件變化的影響因素的分析中，商品出口結構對貿易條件變化存在顯著影響已被大多數研究者所證實。[18]一些研究者認為，低價格彈性和收入彈性的勞動密集型產品的出口結構是導致價格貿易條件惡化的重要原因。[19—22]茶葉作為勞動密集型產品，是近代中國最主要和最具有比較優勢的出口商品，其出口規模變化在很大程度上反映了同期商品出口結構的變化，同時也能夠代表中國與世界勞動生產率的差距變化。據此，本文使用茶葉出口來代表商品出口結構，構建實證模型分析其對貿易條件的影響。除了進出口商品結構，對貿易條件變化有顯著影響的因素還有國民收入水平[23]、匯率[24]、關稅水平[25—26]等，本文將這些因素作為控制變量納入實證模型中。

(二)實證模型構建

為驗證“茶葉出口貿易萎縮是近代中國貿易條件惡化的主要原因”這一假說，本文構建了以價格貿易條件為因變量，以茶葉出口貿易為核心自變量，并選取國民收入水平、匯率、關稅水平作為控制變量的實證模型。模型形式如下：

lnNBTTt=C+αlnTeat+βlnGDPt+γlnRt+δlnTt+μt

(1)

其中，NBTT表示價格貿易條件，Tea表示茶葉出口，GDP表示國內收入水平，R表示匯率，T表示進口關稅稅率，C、α、β、γ、δ是待估計參數，μ是隨機誤差項，下標t表示對應的年份。本文采用了盡可能長的年度時序樣本；為了消除樣本數據可能帶來的異方差性，對全部變量采用自然對數形式。各解釋變量的指標選取如下。

茶葉出口貿易(Tea)：茶葉出口量和出口額只能簡單衡量茶葉出口規模的變化，而茶葉出口個別貿易條件指數不僅能衡量規模的變化，還能反映出茶葉貿易比較優勢的變化，因此本文選擇使用茶葉出口個別貿易條件指數來表示茶葉出口貿易。

國民收入水平(GDP)：GDP是反映一個國家經濟發展狀況最主要的指標，本國經濟的增長直接改變狀況進出口商品的數量，不同類型的經濟增長還會改變商品進出口結構。此外，GDP還可以表示近代中國面臨的外部環境、技術進步、戰爭、經濟危機、民族資本主義的發展等很多難以衡量的因素。

匯率(R)：匯率高不利于出口，近代中國采用銀本位制度，國際市場上白銀的價格就可以代表匯率，本文中匯率數據使用國際銀價指數來表示。

關稅水平(T)：大國情形下，征收進口關稅會改善一國的貿易條件。在近代相當長的一段時期內，中國關稅不能自主，進口關稅一直維持在很低的水平，對中國的進出口貿易產生很大影響，本文選取進口關稅稅率表示關稅水平。

(三)數據來源及處理

對于近代中國貿易條件變化影響因素進行實證研究，最大的困難在于數據的收集和選取。期間中國處于長期動亂之中，積累的時序數據不多，指標缺失問題比較突出，數據的可靠性也有待于考察和甄別。為確保定量分析的準確性，本文在選取數據時側重選擇共識性強、已經被廣泛使用過的樣本數據，具體數據來源見表3。

表3 數據來源與說明

本文數據收集整理后形成了1868—1936年間較為完整的時間序列樣本，樣本容量為69。表4是主要變量的統計值，NBTT的最大值是最小值的2.2倍，標準差為17.42，表明貿易條件確實存在一定變化；Tea、GDP、R三個變量最大值與最小值相差較大，數據的標準差也比較大；關稅稅率T均值為5.95%，大致符合“值百抽五”的關稅協定，且年際有一定變化。

表4 主要指標的描述性統計

三、模型估計結果與分析

(一)平穩性檢驗

本文采用了長達69年的時序樣本，在模型分析前需要先對數據的平穩性進行檢驗。表5為使用單位根ADF檢驗方法得到的結果。ADF檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，lnNBTT、lnTea、lnGDP、lnR和lnT五個變量都不能拒絕存在單位根的零假設，是不平穩的；對變量進行一階差分后再次進行平穩性檢驗，結果表明在1%顯著性水平下，差分后的變量全部變成平穩序列。

表5 單位根ADF檢驗結果

說明：(c，t，k)中c表示含常數項，t表示含趨勢項，k表示滯后項；d表示變量的一階差分。

(二)回歸分析

對于多個非平穩的變量，如果它們之間存在協整關系，則可以使用經典回歸模型方法建立回歸模型。本文采用擴展的EG-ADF協整檢驗。結果顯示，在1%顯著性水平下，無論是采用OLS方法估計得到的殘差，還是對序列自相關進行修正后采取HAC和FGLS方法估計，得到的殘差都是平穩的(表6)。這表明模型(1)中因變量和自變量之間存在協整關系，可以進行回歸分析。

表6 協整檢驗結果

說明：檢驗形式(c，t，k)中c表示含常數項，t表示含趨勢項，k表示滯后項。

表7報告了基于模型(1)回歸的結果。其中，Ⅰ列給出了采用普通最小二乘法(OLS)估計的結果，DW檢驗結果表明模型存在序列自相關。為了消除序列自相關所產生的參數檢驗失真，本文使用兩種方法對模型估計進行修正。

第一種修正方法是使用異方差自相關穩健的標準誤方法(HAC)。初步回歸結果顯示國民收入水平對貿易條件的影響并不顯著，考慮到1868—1936年間國民收入水平整體變化不大，把變量lnGDP去掉后再次使用HAC方法估計，表7中Ⅱ列為估計結果。在5%的顯著性水平下所有變量均顯著，整體回歸結果明顯優于修正前的模型。茶葉出口對貿易條件變化有顯著的正向影響，其出口個別貿易條件指數下降1%，整體貿易條件指數會下降0.49%；匯率對貿易條件變化的影響符合預期，關稅對貿易條件的影響和預期相反，這可能是因為近代中國經濟落后，對外開放程度有限，并不能滿足國際貿易中“大國”的假設，關稅提高會導致本國貿易福利的損失。從各因素對貿易條件的影響程度來看，雖然匯率和關稅的上升都會導致貿易條件指數的下降，但二者的系數絕對值都遠小于茶葉出口個別貿易條件，也就是說二者的變化對貿易條件的影響要遠弱于茶葉出口。

表7 貿易條件模型的估計結果

說明：括號內為參數估計值對應的t值；***、**分別表示參數在1%、5%的水平上顯著。

筆者進一步使用FGLS方法再次估計，表7中Ⅲ列為FGLS估計結果。在5%的顯著性水平下，只有lnTea的系數顯著，擬合優度R2為0.801，DW檢驗結果為1.755。本文的核心自變量lnTea的系數顯著為正，這表明茶葉出口對貿易條件變化有正向影響，茶葉出口個別貿易條件指數每下降1%，整體貿易條件指數下降0.43%，與采用HAC方法估計結果相似，證明了茶葉出口貿易萎縮是貿易條件惡化的主要原因這一假說。

(三)模型的穩健性檢驗

從更廣的視角來看，一個國家進出口貿易結構的任何變化都可能對其貿易條件產生影響。為了使本文的實證分析更加嚴密，避免遺漏變量帶來的偏誤，筆者對回歸模型做了2個穩健性檢驗。一是擴大了所關注的出口商品范圍，考察是否是茶葉以外的其他商品導致貿易條件的變化。在近代中國出口商品結構中，生絲是僅次于茶葉的重要出口品，并在茶葉貿易衰弱后一度成為其出口額最大的商品。生絲和茶葉同屬于勞動密集型產業，同樣具有出口比較優勢，生絲出口價格下降也會導致貿易條件的惡化。為此，在模型中添加生絲出口個別貿易條件指數(Silk)作為解釋變量進行回歸。二是進一步引入了進口商品的影響，考慮是否是進口商品價格上升導致貿易條件的變化。由1868—1894年中國進口商品結構可知，鴉片、棉制品和棉紗是出口份額前三位的商品，這3種商品進口占到全國進口總額的50%以上[32](P1608)。由于1894年以后鴉片和棉制品的貿易數據缺失，本文使用棉紗進口個別貿易條件指數(Cotton)進行穩健性檢驗。

本文的穩健性檢驗使用HAC方法進行估計。初步回歸結果顯示，在5%的顯著性水平下變量lnGDPt的系數均不顯著，去掉lnGDP后再次估計，結果見表7中Ⅳ列和V列。穩健性檢驗(1)的估計結果(Ⅳ列)顯示，在5%的顯著性水平下，自變量lnTea和lnSilk的系數顯著為正，茶葉和生絲出口對貿易條件變化有正向影響。與Ⅱ列的結果相比，lnTea的系數有所減小但仍高于其他變量，這表明當模型中考慮生絲出口時，茶葉出口萎縮仍然是貿易條件惡化的主要原因。穩健性檢驗(2)的估計結果(V列)顯示，在5%的顯著性水平下，lnTea和lnSilk的系數顯著為正且lnTea的系數較大，lnCotton的系數并不顯著，這表明棉紗進口沒有對貿易條件變化產生顯著影響，貿易條件惡化并不是進口方面的因素引致的。這再次證明了茶葉出口對貿易條件的影響是穩健的，茶葉出口萎縮確實是貿易條件惡化的主要原因。

四、主要結論與啟示

1867—1936年間，隨著進出口貿易規模的擴大，中國的貿易條件卻不斷惡化。這一期間，茶葉作為近代中國最主要和最具有比較優勢的出口商品，也經歷了在由盛及衰的變化過程，出口量逐漸萎縮。是否是茶葉出口萎縮引發了貿易條件的惡化呢？為回答這一問題，本文構建計量模型實證分析了茶葉出口因素對貿易條件的影響。

研究結果表明，茶葉出口變化對整體貿易條件有顯著影響，茶葉出口個別貿易條件指數的長期下降導致了整體貿易條件的惡化。匯率和關稅水平的上升也在一定程度上引起了貿易條件的惡化，而國民收入水平對貿易條件的變化沒有顯著影響。在引起貿易條件變化的諸多因素中，茶葉出口的影響作用最大，可以得出茶葉出口萎縮是近代中國貿易條件惡化的主要原因的結論。

從更廣的視角來看，生絲出口價格下降同樣會導致整體貿易條件惡化，但其影響力要比茶葉弱，棉紗進口變化并不影響貿易條件，進口變化不是貿易條件惡化的原因，進一步證明了茶葉出口萎縮是貿易條件惡化的主要原因這一結論的穩健性。

從近代中國貿易條件惡化的主要原因的實證研究中，我們可以看到出口比較優勢在國際貿易中的重要性。一國在參與國際貿易時要根據本國的資源稟賦，出口具有比較優勢的商品，同時要不斷改善生產技術，提高商品的質量，并防范其他國家的競爭。一旦具有比較優勢出口商品喪失國際市場中的地位，貿易條件就會不可避免地出現惡化，進而損害到本國貿易利益以及經濟發展。

研究近代中國貿易條件變化意在以史為鑒。自2004年起中國農產品貿易已處于持續逆差且逆差額不斷擴大，目前糧棉油糖等大宗農產品的價差驅動型進口持續增加，水產品、蔬菜、水果等傳統優勢農產品出口增長有限，農產品貿易形勢嚴峻。為避免重蹈歷史覆轍，在未來的貿易實踐中，中國應加強對重點農產品的關注，不斷提高農產品質量，保持并提升比較優勢格局，以更好地應對國際競爭，改善農產品對外貿易的整體貿易條件。[基金項目：農業部農業財政專項“農產品批發價格指數關鍵問題研究”(農財發2015—8—50)；農業部農業財政專項“基于價格決定因素的我國主要農產品分類及其管理措施研究”(農財發2014—52—46)]