“一帶一路”背景下中俄對中亞國家出口增長路徑比較
——基于三元邊際分解及引力模型的實證

王貝貝，劉春鵬

（1.北京物資學院經(jīng)濟學院，北京市101149；2.鄭州商品交易所，河南鄭州450018）

一、引言

中亞國家①自獨立以來，因其連接亞歐的獨特地緣位置以及豐富的能源礦產(chǎn)資源，成為世界政治與經(jīng)濟版圖中的重要一環(huán)。21世紀初，中亞各國相繼進入經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長期，經(jīng)濟結構也從重工業(yè)向輕工業(yè)調整，對輕紡、機電等產(chǎn)品具有強烈的需求，市場潛力巨大[1]，成為大國爭奪的熱點。

中俄同為歐亞大陸主要和積極的地緣戰(zhàn)略棋手[2]，在中亞都具有重要的地緣政治經(jīng)濟利益。俄羅斯作為中亞國家的傳統(tǒng)宗主國，對中亞國家有著深遠影響力，一直以來都占據(jù)中亞國家第一大貿易伙伴國的地位。而隨著近年來上海合作組織經(jīng)濟合作不斷升溫，我國對中亞國家的出口貿易取得了長足發(fā)展，中俄兩國在對中亞國家出口貿易結構上的相似性和競爭性也日趨明顯。雖然我國在中亞國家的市場占有率與俄羅斯相比仍有較大差距，但發(fā)展勢頭向好，前景廣闊。以五國中與中俄貿易往來最為密切的哈薩克斯坦為例，聯(lián)合國商品貿易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）相關數(shù)據(jù)顯示，2018年我國對哈出口額達53.84億美元，比2001年增長了30倍，年均增長率高達22.46%，遠高于俄羅斯同期增長率水平。出口的高速增長使得我國產(chǎn)品在哈市場占有率從2001年的不足3%上升至2018年的16%，與此同時，俄羅斯市場份額卻從2001年的43.82%下落至2018年的39.33%，略顯頹勢。

2013年9月，習近平主席在哈薩克斯坦首次提出共同建設“絲綢之路經(jīng)濟帶”的構想，“一帶一路”建設以中亞地區(qū)為核心輻射開來。貿易互通是建設“絲綢之路經(jīng)濟帶”的關鍵內容，而中亞地區(qū)不僅是絲綢之路經(jīng)濟帶的首倡之地，也是我國向西開放的前沿陣地。因此，進一步開拓中亞市場不僅是“絲綢之路經(jīng)濟帶”建設中的濃重一筆，也是我國“走出去”戰(zhàn)略中的關鍵一步。目前，雖然中亞已成為倡議參與國家中貿易增長最快的區(qū)域，但是與其最大貿易伙伴俄羅斯相比，我國與之貿易合作和市場份額還有待進一步提升。作為中亞市場的兩大進口來源國，對中俄兩國出口增長路徑進行比較研究，無疑對進一步深化我國對中亞國家的出口貿易，提高我國在中亞市場影響力大有裨益。那么，中俄出口增長路徑有何異同；相較于俄羅斯，我國對中亞國家出口份額提升背后的主要推動力是什么；如果明確了中俄兩國出口增長的路徑，哪些因素會影響該路徑下的增長；我國相較于俄羅斯的高出口增長態(tài)勢如何維系，等等，對這些問題的探討極具現(xiàn)實意義。

鑒于哈薩克斯坦是我國在中亞的第一大貿易伙伴，同時也是中方共建“絲綢之路經(jīng)濟帶”、開展國際產(chǎn)能合作的重要合作伙伴，本文將以哈薩克斯坦為例，在貿易增長的三元邊際分解框架下，通過測算三元邊際對兩國出口增長的貢獻率，探討中俄兩國對中亞國家出口增長路徑并分析其決定因素。

二、文獻回顧

無論從地緣戰(zhàn)略還是經(jīng)貿發(fā)展來說，中亞國家都對中國具有重大意義[3]。尤其在“一帶一路”背景下，我國與中亞國家之間的經(jīng)貿關系一度成為學術熱點問題。相關文獻大致分為以下幾類：一是通過指數(shù)測算我國與中亞國家間的貿易競爭性與互補性[4-5]，其中部分研究以農(nóng)產(chǎn)品貿易為偏重點[6-7]，研究結果表明，我國與中亞五國無論在農(nóng)產(chǎn)品還是全產(chǎn)品領域的貿易結構均具有較強的互補性，貿易潛力較大；二是通過描述統(tǒng)計分析我國與中亞各國雙邊及多邊貿易乃至經(jīng)貿合作發(fā)展的特點及存在的問題[8-9]；三是通過引力模型分析我國與中亞國家間貿易流量的影響因素[10-11]。本文擬從出口增長路徑視角進行中俄對中亞國家出口貿易的比較。

論及出口增長的源泉，傳統(tǒng)貿易理論認為現(xiàn)有產(chǎn)品的出口增長（即集約邊際）是出口擴張的唯一途徑[12]。而基于新新貿易理論形成的“二元邊際”分解，將宏觀貿易總量分解為“廣度”（即出口產(chǎn)品種類，廣延邊際）與“深度”（即出口產(chǎn)品額，集約邊際），為探討貿易增長提供了新思路。胡梅爾斯和克列諾（Hummels&Klenow）[13]則進一步將貿易的深度增長分解為數(shù)量增長與價格增長，由此構建了貿易分解的三元框架，開創(chuàng)了新的研究領域。目前對二元抑或三元邊際的含義已基本達成共識，而邊際分解的層面可歸納為以下三種：一是產(chǎn)品層面的分解[14-15]，即“不同產(chǎn)品出口的增加”和“相同產(chǎn)品出口（數(shù)量及價格）的增加”；二是企業(yè)層面的分解[16-17]，即“已有企業(yè)出口的增加”和“出口企業(yè)數(shù)量的增加”；三是國家層面的分解[18]，即“國家間貿易關系加深”和“建立新的國家間貿易關系”。基于上述多層次、多角度的邊際劃分，也形成多種測度方法，應用較為廣泛的有產(chǎn)品種類數(shù)量法、分解測度法、FI指數(shù)法、FR指數(shù)法和HK指數(shù)法[13，19-20]。

這些研究為探尋貿易增長路徑提供了可以借鑒的工具和方法。

三、中俄對哈貿易增長的三元邊際分解

（一）測算方法

考察貿易增長三元邊際的基礎性工作是測度方法與指標的建立，胡梅爾斯和克列諾[13]基于FI價格指數(shù)延伸出HK指數(shù)②，以度量三元邊際。假設一個有h個國家的世界經(jīng)濟體，其中h=1，…，H，每個國家都生產(chǎn)且出口多種類型的產(chǎn)品（假設所有的產(chǎn)品都出口）。則在每個時期t，將h國的產(chǎn)品集記作，對于任意的產(chǎn)品，那么將h國在t期所生產(chǎn)的每一種產(chǎn)品的數(shù)量向量記作。國家的產(chǎn)出受CES轉換曲線的限制，即：

其中為h國的總資源，產(chǎn)品替代彈性ω＞0。使用一單位勞動力得到的最大收入可表示為Ψ其中，bit=-αit。芬斯特拉（Feenstra）以此為基礎推導出FI價格指數(shù)，即t時期兩個國家h和k之間的CES收益函數(shù)比率，為：

其中，It為h國與k國出口產(chǎn)品的交集，權重ωit(It)由兩國的收益份額計算而得：

芬斯特拉進一步證實了當h國相對于k國出現(xiàn)新出口產(chǎn)品種類時，所獲得的貿易收益為而即為h國相對于k國出口種類的直接度量。假定以整個世界作為參照國，記作F，則，且則h國出口產(chǎn)品種類可表示為：

胡梅爾斯和克列諾在此基礎上進一步修改，并加入上標j（目標國j），使其可用以衡量國家h對其伙伴國j的出口種類。則h國對j國出口的廣延邊際可定義為：

廣延邊際可解釋為出口國h相對于全世界出口到j國的重疊產(chǎn)品出口額占全世界總出口額的比重③。該比重越大，說明產(chǎn)品種類的重合程度越高，也反映出h國對j國的出口產(chǎn)品種類越豐富。同時將出口的集約邊際定義為：

集約邊際體現(xiàn)出在重疊的出口產(chǎn)品種類中，h國對j國的出口額占全世界對j國出口總額的比重。進一步將集約邊際劃分為數(shù)量邊際與價格邊際，其中，價格邊際定義為：

至此，t時期h國相對于全世界對j國的出口比重（即h國在j國的市場份額）可被分解為外延邊際、價格邊際和數(shù)量邊際三者的乘積，表示如下：

將其對數(shù)形式取一階差分即為增長率，則h在j國的市場份額增長率（gr）可表示為外延（gem）、價格（gp）、數(shù)量邊際（gq）三者增長率之和：

以此計算三者的貢獻率（r），可表示為：

（二）特征事實

考慮到產(chǎn)品分類過于粗略會影響分解的精度[21]，綜合數(shù)據(jù)可得性，利用聯(lián)合國商品貿易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）2001—2018年細化至HS-6位的產(chǎn)品層面貿易數(shù)據(jù)，計算我國和俄羅斯對哈薩克斯坦出口增長的三元邊際分解，結果如表1所示。

1.中對哈出口產(chǎn)品種類趨于多樣，與俄對哈出口多樣性差距縮小。從廣延邊際來看，樣本期間我國對哈出口廣延邊際明顯提升。21世紀初期，我國向哈出口產(chǎn)品種類覆蓋其進口種類的57.57%，至2018年該比值已增至84.22%，年均增長率為2.26%，說明我國對哈出口產(chǎn)品種類不斷豐富，出口多樣性有所提升。而俄羅斯對哈出口的廣延邊際一直在0.9以上，即其向哈出口產(chǎn)品種類基本覆蓋了哈進口產(chǎn)品所有類別。2001年俄羅斯對哈出口廣延邊際為0.988 5，之后該值基本穩(wěn)定在接近于1的水平，至2018年達到歷年最高水平0.997 5。兩國對比可見，俄對哈出口廣延邊際高于我國對哈出口的同期水平，我國對哈出口產(chǎn)品多樣性仍低于俄對哈出口水平，但差距隨著時間的推移正有所縮小。

不同技術類型產(chǎn)品④的比較（表2）顯示，中俄兩國對哈出口的四大類產(chǎn)品的廣延邊際均呈增長態(tài)勢，且我國對哈四大類產(chǎn)品出口的廣延邊際增速均超過俄對哈出口水平。其中，中俄兩國對哈出口產(chǎn)品中廣延邊際增速最快的品種分別為低技術型產(chǎn)品（2.58%）和高技術型產(chǎn)品（0.13%）。盡管我國對哈出口多樣性得到快速發(fā)展，但俄羅斯對哈四大類產(chǎn)品出口多樣性水平均高于我國對哈出口水平，其中差距最大的為資源型產(chǎn)品，其他技術型產(chǎn)品出口多樣性的差距已很小。典型部門產(chǎn)品比較（表3）顯示，在中哈貿易較為密切的四個典型部門，即資本密集型機械電子類、資源密集型金屬及制品類、技術密集型化學制品類、勞動密集型紡織服裝類，我國對哈出口多樣性均提升。至2018年，我國對哈紡織服裝類產(chǎn)品出口的廣延邊際（0.987 1）略高于俄對哈出口水平（0.975 9），同時其他類產(chǎn)品的廣延邊際與俄羅斯水平也較接近，說明在主要部門產(chǎn)品上，中俄對哈出口多樣性的差距已非常小。

2.中俄對哈出口產(chǎn)品數(shù)量一升一降，出口數(shù)量差距仍然明顯。從數(shù)量邊際變化（表1）來看，我國對哈出口數(shù)量邊際快速增長，從2001年的0.049 0波動增至2018年的0.211 1，年均增速達8.97%。而同期，俄對哈出口數(shù)量邊際波動下降，從2001年0.507 8跌至2018年0.450 0。中俄對哈出口數(shù)量邊際一升一降的相反變化，使兩國對哈出口產(chǎn)品數(shù)量差距有所縮減，但目前差距仍較為明顯，俄對哈出口產(chǎn)品數(shù)量還遠高于我國同期水平。

我國對哈不同技術類型產(chǎn)品出口的數(shù)量邊際都呈現(xiàn)快速增長，增速明顯高于俄對哈出口水平。其中，高技術型產(chǎn)品數(shù)量邊際的年均增長率最高，達到12.31%。但是我國對哈四大類產(chǎn)品出口的數(shù)量邊際仍低于俄對哈出口水平，其中高技術型產(chǎn)品的出口數(shù)量與俄差距最小。四個典型部門中，中俄對哈出口數(shù)量邊際均為一升一降，并且在機械電子類和紡織服裝類產(chǎn)品的出口數(shù)量上已超過俄羅斯，而在金屬及制品、化學制品類產(chǎn)品出口數(shù)量上仍處于劣勢。

表2 中俄對哈出口三元邊際分解：不同技術類型產(chǎn)品

表3 中俄對哈出口三元邊際分解：典型部門產(chǎn)品

3.中俄對哈出口產(chǎn)品價格趨同，中對哈出口質量并未提升。從價格邊際來看，俄對哈出口產(chǎn)品的價格邊際先升后降，僅2012年超過1，到2018年為0.876 2。而我國對哈出口產(chǎn)品的價格邊際先波動下降，至2009年達到最低值0.716 9，此后波動升至2018年的0.899 9，且價格邊際一直小于1。盡管大多數(shù)年份我國對哈出口價格邊際低于俄水平，但2018年后來居上，中俄對哈出口價格邊際基本趨同，為哈進口均價的88%左右。結合數(shù)量邊際的同期變化，樣本期間中對哈產(chǎn)品出口數(shù)量邊際快速增長的同時，價格邊際有所下降（年均增長率為-0.45%），根據(jù)胡梅爾斯和克列諾的質量提升界定⑤，“量增價減”的變化特征說明總體上我國對哈出口產(chǎn)品質量并沒有明顯提升，而俄對哈出口“量減價增”的整體特征也意味著俄對哈產(chǎn)品出口亦無質量優(yōu)勢。

除低、中技術型產(chǎn)品以外，我國對資源型、高技術型產(chǎn)品的出口價格邊際水平均已高于俄，也高于哈從世界進口的平均價格，其中價格領先優(yōu)勢最明顯的是高技術產(chǎn)品。結合數(shù)量邊際變化，僅中對哈高技術型產(chǎn)品出口“量價齊增”，呈現(xiàn)出明顯的質量優(yōu)勢，而俄對哈四大類產(chǎn)品出口均未表現(xiàn)出質量提升。四大典型部門產(chǎn)品中，中對哈機械電子類、金屬及制品類的出口價格超過俄水平，但仍略低于哈進口平均價格。同時這兩種典型部門產(chǎn)品的數(shù)量邊際和價格邊際均增加，中對哈出口質量有所提升。而俄對哈典型部門產(chǎn)品出口基本表現(xiàn)為“量價齊減”，出口質量劣勢明顯。

4.中俄對哈出口波動為數(shù)量主導型，產(chǎn)品種類和價格作用較小

從表4來看，2001—2018年期間，我國出口在哈市場份額的增長率為1.76%，主要依靠已有產(chǎn)品種類出口數(shù)量的增長，數(shù)量邊際的貢獻率高達82.78%。新產(chǎn)品種類增加也有所貢獻（21.55%），而價格邊際表現(xiàn)為負增長，意味著總體上我國對哈出口增長表現(xiàn)為犧牲價格的“以量取勝”增長模式，以此為推手實現(xiàn)了產(chǎn)品進入哈市場。同期，俄在哈市場份額下降也主要源于數(shù)量邊際影響，貢獻率高達111.83%，已有種類產(chǎn)品對哈出口數(shù)量減少顯著，而出口產(chǎn)品種類擴張和出口價格上升對出口份額下跌起到了一定的緩沖作用。

由于研究年份跨度較大和經(jīng)濟數(shù)據(jù)的非穩(wěn)定性[22]，為考察上述結論穩(wěn)健性，選擇2008年（全球金融危機）、2013年（“絲綢之路經(jīng)濟帶”構想提出）兩個重要時點將樣本期間分為三個階段，進一步考察分階段中俄對哈出口的三元邊際貢獻率。結果表明，金融危機之前，我國對哈出口的數(shù)量邊際貢獻率最高（86.53%），其次為廣延邊際，而價格邊際的貢獻率為負，此階段我國對哈出口表現(xiàn)為犧牲價格的“以量取勝”。2008—2012年間，受金融危機影響，我國在哈市場份額增長放慢，以出口產(chǎn)品種類擴張、出口數(shù)量增加和出口價格提高應對沖擊，此階段數(shù)量邊際貢獻率仍最高，“量價齊增”帶來產(chǎn)品出口質量有所提升。“絲綢之路經(jīng)濟帶”構想提出后，2014年我國出口在哈市場份額達到歷史最高水平，但隨后緩慢下降，導致2013—2018年間市場份額微幅下滑。此階段，出口數(shù)量減少主導了出口份額下滑，而價格增長挽回了數(shù)量邊際的部分負影響。俄在哈出口市場份額波動較小，僅在金融危機前小幅下滑，主導因素是數(shù)量邊際，價格上漲起到一定緩解作用。金融危機后，俄在哈出口市場份額基本穩(wěn)定，僅有微幅提升。2008—2012年間，為應對金融危機帶來的出口數(shù)量減少沖擊，俄羅斯以提升出口產(chǎn)品價格、增加出口產(chǎn)品種類重拾在哈市場份額，其中價格邊際的貢獻率最高。“絲綢之路經(jīng)濟帶”構想提出之后，俄對哈出口價格下滑，廣延邊際貢獻率穩(wěn)定，數(shù)量邊際又成為穩(wěn)定在哈市場份額的主導因素。綜上可以看出，分階段分析中，數(shù)量邊際是我國對哈出口貿易變化的主要驅動力，價格邊際的作用有所提升，而俄對哈出口貿易變化在大多數(shù)階段也以數(shù)量邊際為主要驅動力，與前文總體分析結果較為一致。

四、中俄對哈出口三元邊際決定因素的實證分析

（一）模型構建

引力模型已被一些學者用于三元邊際影響因素模型的構建，并且研究表明經(jīng)濟規(guī)模、生產(chǎn)效率、貿易成本、關稅、對外直接投資、外部沖擊等均是影響一國貿易三元邊際的重要因素[22-27]。借鑒已有研究的做法，考慮“絲綢之路經(jīng)濟帶”建設內容，結合中俄對哈出口貿易發(fā)展情況，構建如下三元邊際影響因素的擴展引力模型：

在模型中，h代表出口國；t代表年份；α，β1，…，β5為待估計參數(shù)；εt為隨機誤差項；EXPORTh，t代表出口三元邊際；GDPh，t、PRODh，t、FREEh，t、FDIh，t和EXCHANGEh，t分別代表經(jīng)濟規(guī)模、生產(chǎn)效率、貿易成本、對外直接投資和雙邊匯率。

（二）數(shù)據(jù)來源與說明

1.三元邊際（EXPORTh，t）。包括中國（俄羅斯）對哈出口的廣延邊際（EMh，t）、數(shù)量邊際（Qh，t）和價格邊際（Ph，t），是參照世界海關組織（World Custom Organizations，WCO）對產(chǎn)品部門分類標準，計算得出的2001—2018年中國（俄羅斯）對哈16個部門⑥產(chǎn)品出口貿易的三元邊際值。為了防止數(shù)據(jù)缺失和確保數(shù)據(jù)完整性，將變量采取ln（EMh，t+1）、ln（Qh，t+1）和 ln（Ph，t+1）形式進入模型[24，26]。

2.經(jīng)濟規(guī)模（GDPh，t）。為反映中國（俄羅斯）與哈薩克斯坦的經(jīng)濟規(guī)模，采用相對GDP即中國（俄羅斯）與哈薩克斯坦GDP之比，以ln（GDPh，t+1）形式進入模型。該數(shù)據(jù)為按購買力平價（PPP）衡量的GDP，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

3.生產(chǎn)效率（PRODh，t）。為反映出口產(chǎn)品的生產(chǎn)效率和技術水平，考慮到數(shù)據(jù)可得性，用農(nóng)工業(yè)增加值與農(nóng)工業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重來衡量，采用相對勞動生產(chǎn)率即中國（俄羅斯）與哈薩克斯坦的勞動生產(chǎn)率之比，以ln（PRODh，t+1）形式進入模型。該指標涉及的農(nóng)業(yè)增加值、工業(yè)增加值、農(nóng)業(yè)就業(yè)人口、工業(yè)就業(yè)人口數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

4.貿易成本（FREEh，t）。貿易成本包括可變貿易成本和固定貿易成本。一般情況下，可變貿易成本用雙邊地理距離來表示，本文研究對象為雙邊貿易，雙邊地理距離在研究跨度內不隨時間變化，因此不考慮可變貿易成本的影響。固定貿易成本主要受多邊體制和雙邊協(xié)定中非關稅壁壘、國內行政干預等的影響。借鑒錢學鋒和熊平[28]的做法，以經(jīng)濟自由度指數(shù)⑦作為固定貿易成本的代理變量，該指數(shù)得分與固定貿易成本成反比。采用相對經(jīng)濟自由度指數(shù)即中國（俄羅斯）與哈薩克斯坦的經(jīng)濟自由度指數(shù)得分之比，并以ln（FREEh，t+1）形式進入模型。數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會的年度報告。

5.外商直接投資（FDIh，t）。為反映中國（俄羅斯）對哈薩克斯坦的直接投資情況，考慮到數(shù)據(jù)可得性，用中國（俄羅斯）對哈薩克斯坦的直接投資總流入量衡量，以 ln（FDIh，t+1）形式進入模型。數(shù)據(jù)來源于哈薩克斯坦國家銀行網(wǎng)站。

6.雙邊匯率（EXCHANGEh，t）。為中國（俄羅斯）與哈薩克斯坦貨幣的實際兌換比率，借鑒魏浩和郭也[24]的做法，用GDP平減指數(shù)對官方匯率進行處理，得到實際雙邊匯率。計算公式為：

式中Officialh，t、Officialk，t分別為第t年中國（俄羅斯）、哈薩克斯坦的官方匯率，分別為第t年中國（俄羅斯）、哈薩克斯坦的GDP平減指數(shù)，以ln（EXCHANGEh，t+1）形式進入模型，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

（三）計量結果

運用F檢驗、LSDV法和豪斯曼（Hausman）檢驗對模型類別進行識別[29]，檢驗結果表明，使用固定效應模型優(yōu)于混合模型，固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。因此，報告了固定效應模型的估計結果，并據(jù)其做進一步分析。

表5中第（1）至第（3）列顯示了中對哈出口三元邊際的因素決定，可見各因素對三元邊際的影響不盡相同。經(jīng)濟規(guī)模（GDP）僅對中對哈出口的廣延邊際有顯著的正影響，中國相對哈薩克斯坦的經(jīng)濟規(guī)模每增加1%，中對哈出口產(chǎn)品廣度將會提高0.436%，中國GDP的相對提高意味著經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，生產(chǎn)力水平不斷進步，就會促使生產(chǎn)產(chǎn)品種類得到一定程度創(chuàng)新，同時產(chǎn)生超額供給用于出口，從而對哈出口產(chǎn)品的種類增加。貿易成本（FREE）對數(shù)量邊際有顯著正影響（0.755），對價格邊際有顯著負影響（-1.541），中國相對哈薩克斯坦的經(jīng)濟自由度指數(shù)越高，即相對固定貿易成本越小，進行貿易的阻力就越小，那么中對哈出口的數(shù)量就越大，而同時由于貿易成本小和市場開放帶來競爭激烈，對哈出口價格就越低。進一步比較系數(shù)大小，貿易成本對價格邊際的影響更強，即相較出口數(shù)量，中對哈產(chǎn)品出口價格對貿易成本更敏感。外商直接投資（FDI）對中對哈出口的廣延邊際有顯著負影響，系數(shù)達到-0.039，但對出口產(chǎn)品數(shù)量和價格的影響不顯著。中國對哈薩克斯坦直接投資主要在能源、電信、農(nóng)副產(chǎn)品加工、皮革加工等行業(yè)，這些外商進入哈市場增加了競爭壓力，哈國企業(yè)學習先進技術、研究開發(fā)新產(chǎn)品，減少了對中國出口產(chǎn)品的廣度依賴。雙邊匯率（EXCHANGE）對廣延邊際和數(shù)量邊際均有顯著正影響，但對價格邊際的影響顯著為負。人民幣相對哈薩克斯坦堅戈實際匯率的增加，意味著哈薩克斯坦堅戈相對人民幣升值時中對哈出口產(chǎn)品種類和出口數(shù)量均增加，但并不會帶來價格提升。所以，經(jīng)濟規(guī)模和雙邊匯率會促進中對哈廣延邊際，外商直接投資會降低廣延邊際；貿易成本和雙邊匯率會促進中對哈數(shù)量邊際，但會降低價格邊際，促使中國通過“高量低價”或“低量高價”的出口方式獲利。

表5 中俄兩國對哈出口三元邊際的因素決定

俄對哈出口三元邊際的影響因素作用如表5第（4）至第（6）列所示，經(jīng)濟規(guī)模（GDP）、貿易成本（FREE）僅對俄對哈出口的廣延邊際有顯著負影響，俄對哈出口產(chǎn)品種類一直基本覆蓋了哈進口產(chǎn)品的所有類別，廣延邊際受俄羅斯經(jīng)濟發(fā)展和生產(chǎn)力水平影響有限，更多受哈薩克斯坦經(jīng)濟規(guī)模影響。當俄羅斯相對哈薩克斯坦的經(jīng)濟規(guī)模下降時，即哈薩克斯坦相對經(jīng)濟規(guī)模較高時，國內消費能力增強，對多樣性產(chǎn)品的進口需求提高，從而促使俄對哈出口種類增多。俄羅斯相對哈薩克斯坦的經(jīng)濟自由度指數(shù)越低，即哈市場越開放，俄多樣性產(chǎn)品進入哈市場的可能性越大，對哈出口產(chǎn)品種類增加。外商直接投資對廣延邊際和價格邊際的影響均為正且顯著，對數(shù)量邊際為顯著負影響。俄外商或外資企業(yè)進入哈市場，會帶來新的產(chǎn)品，增加出口產(chǎn)品廣度。同時，通過技術溢出和擴散效應提高了出口產(chǎn)品質量，對外直接投資改善了出口結構，出口價格水平也相應提升。但最終貿易促進效應不敵替代效應，出口數(shù)量有所減少。從系數(shù)值大小來看，外商直接投資對價格邊際的影響最明顯，對廣延邊際的影響最小。

進一步比較中俄兩國對哈出口三元邊際的影響因素，各因素是否作用和作用方向的差異較大。經(jīng)濟規(guī)模（GDP）均對廣延邊際產(chǎn)生顯著影響，但方向不同。中國相對哈薩克斯坦經(jīng)濟規(guī)模的提升將增加中對哈出口廣度，而哈薩克斯坦相對俄羅斯經(jīng)濟規(guī)模的提升將增加俄對哈出口廣度，并且經(jīng)濟規(guī)模對中國出口廣延邊際的影響大于對俄羅斯的影響。貿易成本（FREE）同時對中對哈出口數(shù)量邊際產(chǎn)生正影響、對價格邊際產(chǎn)生負影響，僅對俄對哈出口廣延邊際產(chǎn)生負影響，且影響程度最小。外商直接投資（FDI）對俄對哈出口的三元邊際均有顯著影響，俄對哈直接投資增加將促進俄對哈出口“增類提價減量”，但僅對中對哈出口廣延邊際有負影響，并且作用程度強于對俄羅斯的影響。雙邊匯率（EXCHANGE）僅對中對哈出口的三元邊際產(chǎn)生影響。此外，由于數(shù)據(jù)獲取原因研究年份有限，且研究關注為中（俄）對哈的雙邊貿易，個體樣本僅為16個產(chǎn)品部門，使得所用面板數(shù)據(jù)樣本量較小（288）。同時，雖然相較混合模型和隨機效應模型，使用的固定效應模型穩(wěn)健性最高，但顯著性最差。導致回歸顯著性受到一定影響，個別因素如生產(chǎn)效率的影響尚未驗證，有待后續(xù)開展進一步研究。

五、結論與啟示

本文基于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫2001—2018年HS-6位貿易數(shù)據(jù)，測算比較了中俄兩國對哈薩克斯坦出口增長的三元邊際，并探尋了三元邊際的影響因素，得出以下結論：

第一，俄對哈出口廣延邊際一直接近于1，而中對哈出口廣延邊際雖然明顯提升，但出口產(chǎn)品多樣性水平仍低于俄。經(jīng)濟規(guī)模、外商直接投資和雙邊匯率影響中對哈出口廣延邊際，俄對哈出口廣延邊際受經(jīng)濟規(guī)模、貿易成本和外商直接投資影響，其中經(jīng)濟規(guī)模、外商直接投資對中俄廣延邊際的影響方向不同，且對中國廣延邊際的影響大于俄羅斯。

第二，中對哈出口數(shù)量邊際快速增長，俄對哈出口數(shù)量邊際雖下降，但仍遠高于我國水平。中俄對哈出口產(chǎn)品價格邊際基本趨同，低于哈從世界進口均價，還有較大提升空間。綜合數(shù)量和價格邊際變化，中對哈出口呈現(xiàn)“量增價減”的整體特征，出口產(chǎn)品質量未明顯提升。但中對哈高技術型產(chǎn)品表現(xiàn)為“量價齊增”的出口質量優(yōu)勢，且價格領先優(yōu)勢最明顯，同時中對哈機械電子類、金屬及制品類的典型部門產(chǎn)品出口質量也提升，而俄對哈產(chǎn)品出口均未表現(xiàn)出質量提升。影響中俄對哈出口數(shù)量邊際和價格邊際的因素不同，貿易成本（FREE）和雙邊匯率（EXCHANGE）顯著影響中對哈出口，俄對哈出口受外商直接投資（FDI）的影響，這些因素對價格邊際和數(shù)量邊際的影響方向不同，且對前者影響強度大于后者。

第三，中俄對哈出口貿易波動均表現(xiàn)為數(shù)量主導型，劃分時間階段分析也驗證數(shù)量邊際是中俄對哈出口貿易變化的主要驅動力，且多階段量價反向變動，但中對哈出口的價格邊際作用有所提升。

基于以上結論，2001年以來，我國對哈薩克斯坦出口增長表現(xiàn)為“數(shù)量主導型”，同時出口產(chǎn)品種類增加，出口價格有所下滑。但與俄羅斯相比，我國對哈出口廣度和出口數(shù)量仍有較大提升空間，未來不僅需要出口產(chǎn)品數(shù)量增長，而且應該豐富對哈出口產(chǎn)品種類。在我國經(jīng)濟保持中高速增長的宏觀環(huán)境下，可通過推進我國相對經(jīng)濟自由度提升、減少貿易固定成本、人民幣相對哈薩克斯坦堅戈貶值來實現(xiàn)。其中，人民幣適度貶值能夠帶來雙重效果。值得關注的是，2013年“絲綢之路經(jīng)濟帶”構想提出以來，由于出口數(shù)量邊際下降，我國出口在哈市場份額微幅下滑，而俄市場份額繼續(xù)微幅提升。抓住“絲綢之路經(jīng)濟帶”建設機遇，迅速恢復對哈出口數(shù)量，擴大出口在哈市場份額成為當務之急。利用提高我國經(jīng)濟自由度和適度人民幣貶值使我國對哈薩克斯坦出口數(shù)量邊際提升的同時，會造成出口價格邊際更大幅度下降。自2015年始，我國就提出要大力推動外貿由規(guī)模速度型向質量效益型轉變，推動貿易高質量發(fā)展，建設經(jīng)貿強國。通過“高量低價”方式擴大我國在哈市場份額，并不符合貿易高質量發(fā)展目標，所以在我國對哈薩克斯坦出口價格低于其進口平均價格現(xiàn)狀下，應探尋如何實現(xiàn)對哈薩克斯坦出口“量價齊增”的質量提升。這需要靈活運用經(jīng)濟自由度、雙邊匯率等工具，同時應注重調整出口產(chǎn)品結構，加強數(shù)量邊際大且增速快和價格優(yōu)勢明顯且保持增長的高技術型產(chǎn)品出口，深化價格邊際提升且附加值較高的機械電子類等典型優(yōu)勢產(chǎn)品出口。我國對哈薩克斯坦出口價格邊際的提升也將會超越俄羅斯對哈出口水平，促使相對俄羅斯出口的價格優(yōu)勢形成。

注釋：

①中亞指亞洲中部地區(qū)，狹義上的中亞國家包括土庫曼斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、哈薩克斯坦五國。

②該方法采用的權重為每種產(chǎn)品在全世界向目的國j出口中所占的份額，而非在出口國h出口中所占份額，這樣避免了出現(xiàn)由h國的出口份額單方面決定某種出口產(chǎn)品的權重，缺點是可能存在h國極少量的出口集中在目的國大量進口的類別，而導致多樣性被高估[12]。

③為了計算h國對j國出口的廣延邊際與集約邊際，我們實際上需要采用j國的進口數(shù)據(jù)。

④根據(jù)拉爾（Lall）提出的貿易產(chǎn)品技術分類體系進行分類，該分類標準是建立在SITCRev2三分位數(shù)據(jù)基礎之上的，而本文所用數(shù)據(jù)是HS92六分位數(shù)據(jù)，因此先按照法國國際經(jīng)濟研究中心（CEPII）的BACI數(shù)據(jù)提供的產(chǎn)品代碼轉變標準HS92六分位數(shù)據(jù)為SITCRev2三分位數(shù)據(jù)，再進一步對產(chǎn)品進行分類。

⑤Hummels和Klenow認為質量提升表現(xiàn)為價格因素和數(shù)量因素的同時擴張。

⑥主要包括動物、蔬菜、食品、礦產(chǎn)、石油、化學制品、塑料或橡膠、生皮、木制品、紡織服裝、鞋、石頭和玻璃、金屬制品、機電、交通、雜項。

⑦該分值為涵蓋商務自由、貿易自由、財政自由、政府規(guī)模、貨幣自由、投資自由、金融自由、知識產(chǎn)權和腐敗等9個方面的總體得分，數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會網(wǎng)站。