貿易開放度經濟發(fā)展
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(一)兩種開放度測量方法的比較
1.直接測度貿易壁壘。直接測度貿易壁壘的指標有很多,比如關稅稅率的高低、各種非關稅壁壘(NTBs)的覆蓋比率(coverageratio)以及匯率黑市升水等。
這種“事前”(exante)的測度和比較非常直觀,但卻存在重大缺陷。第一,在經過多輪雙邊以及多邊磋商以后,各國承諾的名義關稅尤其是制造業(yè)關稅已經或將要大大降低,非關稅壁壘越來越成為各國實施貿易保護的主要手段。但非關稅壁壘很難精確量化,并且不同形式非關稅壁壘的限制作用也不一樣。第二,忽略了各個進口國國內存在的貿易成本,阻礙商品貿易的因素并沒有因為商品的“到岸”而消失,進口國國內市場對進口商品的貿易有著重要影響。對市場建設尚不完善的發(fā)展中國家或正處于計劃經濟向市場經濟過渡階段的轉型國家而言,這種因素尤其重要。第三,貿易包括進口和出口兩個方面,但一國的名義貿易壁壘無法對其出口開放程度做出估計和說明。第四,每個指標在應用上都有各自的局限性,由于測量方法不同,很難給出一個一致的結論,從而使得直接測量的可靠性和準確性大打折扣o
2.間接測度:實際貿易流量和預測值的比較。這種方法先利用理論模型預測在自由貿易條件下各國貿易流量的基準數值,然后通過比較實際和理論預測值判斷開放程度的大小。若所有其他條件均相同并滿足一定的假設,一國的實際貿易流量值越是偏離模型預測值,我們就越傾向于認為該國或者采取了更多的貿易保護手段和措施,或者(且)其國內存在其他與眾不同的阻礙正常貿易的因素。通常使用的貿易依存度(即進出口總額在國內生產總值中所占比重)也屬于這種間接測度的方法,但它并不能衡量一個經濟體的貿易開放度。
Leamer(1988)使用1982年的跨國數據系統地研究了各國的貿易開放度。他首先根據傳統的要素稟賦模型預測各個國家在自由貿易條件下應有的理想貿易流量值并計算該流量值和實際值的偏差(即調整的貿易密度比),然后把(除了貿易壁壘以外的)各種影響貿易的“正常”因素作為解釋變量對該偏差進行回歸,最后根據回歸結果的殘差項中所揭示出來的政策變量即貿易開放度信息進行比較。Lawrence(1987)使用壟斷競爭模型計算出一個理論上貿易流量的預測值,然后用虛擬變量方法確定實際貿易顯著偏離該預測值的國家和產業(yè)。他利用分產業(yè)的生產和貿易數據發(fā)現,日本制造業(yè)的進口比理論預測值低40%,若日本的進口沒有非正常偏離,其制成品的貿易順差將減少16%。Harrigan(1996)也認為,在控制了諸如國家的規(guī)模、國際收支和產出等理論上不存在壁壘時可能影響貿易額的因素之后,一個國家或地區(qū)的貿易流量越接近自由貿易條件下的預測值,其貿易開放度也相對越高。他利用經濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家的數據對各國總體(包括進口和出口)和雙邊貿易開放度進行了詳細考察并研究了歐盟的存在對各國貿易開放度的影響。在此基礎上,Harrigan(2003)對日本制造業(yè)歷年貿易開放度的計量研究發(fā)現,盡管日本進口少于其他國家,其出口也同樣不如其他國家,并且從美日雙邊的角度來看,日本市場對美國制成品的開放程度高于美國市場對日本制成品的開放程度。
雖然這種方法測算出來的結果并不能被完全“還原為”政策性壁壘的高低,但它的最大好處是可以測度各國“實際上有的(defacto)”貿易開放度(包括國際間的貿易成本和國內市場對進口商品的阻礙因素),并可進行跨國、跨商品以及跨時間的比較研究。更為重要的是,這種方法除了可以測算出一個經濟體的進口開放度,還可以測算出口開放度和該經濟體與貿易伙伴之間的雙邊貿易開放度。出口開放度與進口開放度在政策涵義和政策評價功能上有所不同。決定出口開放程度的因素主要包括國內的出口促進政策(出口補貼和獎勵措施)以及所有其他貿易伙伴國的貿易壁壘。若其他多數貿易伙伴國沒有對一國施加特別的歧視性貿易限制措施,則較高的出口開放度數值就表示該國出口促進政策的成功運用。雙邊貿易開放度的政策意義則更加明顯:從雙邊意義上來看,若彼此沒有向對方施加更多的限制和壁壘,則雙邊實際貿易流量對預測值的偏離應該是對稱的。
(二)標準化進口、基準值及其偏離
我們測度一個國家或地區(qū)的貿易開放程度并進行比較,一個首要的問題就是:什么才算是正常的進口或基準的進口?我們只有了解了這個基準數值,才能根據實際進口流量與該數值的(相對)偏離確定各經濟體影響貿易的“非正?！币蛩氐拇笮?。
假設各國消費者具有相同的(identical)和位似的(homothetic)偏好,則商品的需求結構和需求數量分別只取決于商品的相對價格和消費者的收入水平。在一個完全自由貿易的理想世界中,商品的價格在世界各地相等,商品的進口需求只取決于各國的(相對)收入水平。由于“事后”的進口是供給和需求實現均衡的結果,根據差異產品模型我們可以預測(HelpmanandKrugman,1985):雙邊的進口與出口國的產出呈正比,其比例系數是進口國在世界經濟中的相對規(guī)模?？紤]到貿易收支不平衡的情況,該比例系數為進口國的國內吸收(國內生產總值減去經常項目盈余)占世界國內生產總值的比重。這樣,理想狀態(tài)中,一國的名義進口流量就表示為:
(1)
其中mijk表示j國從k國進口的第i種產品的名義價值;sj表示j國(進口國)國內吸收(aj)占世界國內生產總值(GDPw)的比重即yik為k國(出口國)在第i產業(yè)上的名義產出。等式兩邊同除以出口國產出和進口國國內吸收,則j國從k國在第i種產品上的標準化進口可以表示為(Harrigan,2003):
(2)
(2)式控制了進口國的規(guī)模和貿易平衡情況,包括了所有影響需求的“正常因素”。同時,通過出口國的產出水平,(2)式也控制了相對要素供給、技術差異以及出口國國內的經濟政策(包括產業(yè)政策)等所有影響供給的“正常因素”。這樣,(2)式中的標準化進口即為消除了各國在需求和供給上的差異性的結果。在一個沒有摩擦的、“理想”的自由貿易世界中,各國該標準化進口都應相等并等于世界國民生產總值的倒數。
這里的一個關鍵假設是貿易成本為零,從而商品價格服從“一價定律”(lawofoneprice)。但在現實世界中,由于各類貿易成本的存在,同質商品在各國的價格必定不會相同,從而根據實際數據構造的標準化進口必然會偏離(2)式中的理想數值,而我們正是利用二者的偏離程度來確定各國的貿易開放度。
(三)總體貿易開放度的測度
以上分析意味著,關于一個經濟體開放程度的信息完全包含在貿易成本和由此引起的跨國商品價格的差異中,所以貿易開放度的測度就轉化為商品的價格效應(priceeffects)問題。對于這種價格效應,學者們采取了不同的處理方法(Feenstra,2003)。Bergstrand(1985)使用價格指數測度價格效應的大小,由于缺乏系統的跨國家和地區(qū)的制造業(yè)價格指數數據,這種方法不適合本文產業(yè)層次的研究。同時,影響價格指數的國內和國際因素很多,我們從中無法準確揭示貿易壁壘以及相應開放度的信息。Anderson和Wincoop(2001)使用“估計的邊界效應”來代替價格效應,這種邊界效應在一定程度上可以顯示貿易壁壘的高低,但方法比較復雜(需要使用傳統的規(guī)劃方法求約束下的最小值),各種變量的統計特性無法很好控制,更為嚴重的是,估計結果會因為國家大小不同而出現非對稱的結果,從而無法有效地進行跨國比較。Harrigan(1996,2003)使用第三種方法即固定效應的方法確定價格效應。這種通過在回歸方程中設置虛擬變量的方法確定的固定效應可以有效揭示不同經濟體、不同產業(yè)的貿易壁壘和貿易開放的信息,同時,這種估計方法可以使用傳統的最小二乘回歸,不但方法簡單直觀、結論明確,而且不會因為國家規(guī)模的大小出現非對稱偏差。
本文采用Harrigan固定效應方法。在構造標準化進口變量的基礎上(即控制了“正常的”需求和供給之后),我們在回歸方程中加入經濟體間的“地理距離”作為解釋變量,進一步控制運輸成本這一“天然的”貿易成本。這時,殘差項中剩下的就應該是影響標準化進口流量的“非正常因素”信息,即各國不同的貿易政策以及國內存在的各種阻礙進口商品正常進入和流動的壁壘信息。這樣,我們就可以通過進口方虛擬變量和出口方虛擬變量(因為每一個標準化進口值都對應著一個進口國和一個出口國)確定每個經濟體作為進口國和出口國在標準化進口偏離基準數值中所起的作用,也即“進口方固定效應”和“出口方固定效應”所揭示的貿易開放信息。
考慮到現實世界中進口國和出口國的貿易成本,標準化進口就可以擴展為(考慮隨機誤差):
其中Djk表示人j、k兩國間的地理距離;λj表示進口方了的固定效應;μk是出口方k的固定效應。值得注意的是,因為本文進行的是跨國開放度的比較,在回歸方程式(3)中,我們并不是直接把實際標準化進口值和基準值相比,而是挑選一個國家作為參照國即作為虛擬變量的基礎類別。這樣,與參照國相比,如果所考慮的國家作為出口國和進口國沒有更多影響標準化進口變量的因素,則加入國別虛擬變量之后沒有統計上的顯著性,即固定效應λi和μk非顯著地不為零。而事實上正是各國存在著與參照國不同的影響貿易的力量,才使得實際上的標準化進口不同。顯然,λj表示進口國(相對參照國而言)在實際標準化進口偏離基準數值中的“非正?！庇绊憽＆薐(即j=J)取指數(exp(λJ))表示控制了運輸成本這種天然貿易壁壘因素之后,“J國從世界的標準化進口為B國從世界的標準化進口的比例(或倍數)”,或“J國進口開放度為B國進口開放度的比例(或倍數)”,或“相對參考國B,J國的總體進口開放度”。
我們注意到,由于一個貿易流量同時對應著一個進口國和一個出口國,作為出口國的經濟體其出口促進政策的運用及其效率高低同樣會使實際標準化進口偏離基準數值。同時,由于在標準化進口的構造中我們已經控制了出口國的資源稟賦、技術水平、國內宏觀經濟政策和產業(yè)政策等決定產業(yè)產出的因素,μk即表示(相對參照國而言)出口國國內的貿易政策對正常出口的作用即出口開放度。μK(即k=K)表示K國作為出口國使得偏離基準值的程度,取指數(exp(μK))表示,在控制了運輸成本以后,“K國對世界的標準化出口為B國對世界出口的比例(或倍數)”,或“K國出口開放度為B國出口開放度的比例(或倍數)”,或“相對參考國B,K國的總體出口開放度”。
(3)式的一個隱含的假設是所有商品的可貿易程度都是一致的。實際上,有的商品比如水泥、建筑材料的可貿易程度較低,而機械裝備、電器設備等則是高度可貿易的。但是,和Lawrence(1987)分行業(yè)逐一回歸的做法不同的是,我們通過引入產業(yè)虛擬變量控制這種商品的異質性。這樣,第i種產品的標準化進口可進一步表示為:
(4)式就是我們最終所得到的測度各國總體貿易開放度的回歸方程式。δi為第i種商品虛擬變量的系數,表示對該產業(yè)需求的國內偏向(home-biased)程度,也可以理解為該產業(yè)的開放度,數值越高表示該產業(yè)的國內偏向程度越低(貿易開放度越高);反之則反是。
(四)雙邊貿易開放度的測度
考慮到雙邊貿易關系在國際經濟和政治中的敏感性和現實性,我們通過“進口國—出口國特定虛擬變量”(country-pairspecificdummy)給出度量雙邊貿易開放度的模型:
其中λjk表示j國從k國進口的固定效應。根據(5)式,由于國家之間的地理距離是對稱的,即從了國到k國的運輸成本與從k國到j國的運輸成本相等。這時,如果所考慮的進口國和出口國雙邊開放程度相等,換句話說,若我們所考慮的兩個經濟體彼此沒有向對方設置更多的政策性貿易壁壘并且各自國內沒有不對稱的阻礙對方商品進入和流動的因素,則“j國從k國進口的固定效應”和“k國從j國進口的固定效應”應該相等,即應有λjk=λkj(j≠k)的關系存在。
二制成品生產和進出口的快速擴張是中國實行工業(yè)化和外向型經濟發(fā)展戰(zhàn)略的結果。對于勞動力豐富的發(fā)展中國家來說,制造業(yè)的貿易可以避免進口替代戰(zhàn)略的種種弊病,也可以克服初級產品出口可能導致的貿易條件迅速惡化的不利影響,從而使得資本能在一個較長時期內獲得較高收益率和快速積累。首先,由于能夠通過出口把工業(yè)品轉移到國外,制造業(yè)的生產可以超越國內市場容量和發(fā)展初期購買能力較低的限制。其次,工業(yè)產品因需求的替代彈性和收入彈性較高,貿易條件變化緩慢。再次,由于選擇制造業(yè)的生產和出口,落后國家有可能利用技術上的“后發(fā)優(yōu)勢”,通過引進發(fā)達國家的成熟技術而不必自行投資進行研究和開發(fā)以及產品的質量升級。最后,中國是一個區(qū)域和產業(yè)發(fā)展極不平衡的大國,中西部和農村蓄存著大量剩余勞動力,沿海地區(qū)制造業(yè)的資本積累所吸引的大規(guī)模中西部省份廉價勞動力減緩了資本深化的過程。
然而,中國的商品出口尤其是制成品出口越來越引起貿易伙伴國的關注。廉價制成品的大規(guī)模出口擴張,客觀上搶占了貿易伙伴國的市場,使得貿易伙伴國的勞動者工資收入下降、工人失業(yè)增加,由此中國和貿易伙伴國間的貿易爭端和摩擦也隨之增多。“自1979年原歐共體對我國進行反傾銷調查到2002年10月底,已有33個國家和地區(qū)發(fā)起了544起涉及我國出口產品的反傾銷和保障措施調查……影響了我國約160億美元的出口貿易……(從上世紀90年代開始)世界上平均每六七起反傾銷和保障措施案件中,就有一起針對中國產品”(國家經貿委產業(yè)損害調查局,2003)。可以預計的是,隨著中國加入世貿組織和制造業(yè)出口的進一步擴大,針對中國制成品的貿易爭端將更加頻繁和激烈。客觀準確地測度和評價中國制造業(yè)的貿易開放程度不僅有助于我們從理論上揭示“中國奇跡”的奧秘,在政策制定上也具有現實指導意義。
一般來說,一個國家或地區(qū)的貿易開放度可以用兩種不同的方法進行分析。一是直接測度貿易開放的反面即貿易壁壘:一個國家或地區(qū)的名義貿易壁壘越低,商品越能夠無阻礙地跨地區(qū)自由流動,其貿易開放度越高。二是可以根據貿易流的大小間接推測貿易開放程度的高低:在控制了影,向貿易的各種正常因素之后,一個國家或地區(qū)貿易流量越接近完全自由貿易所對應的預測值,其貿易開放程度也就越高。
本文采用后一方法測度了1987—1997年中國制造業(yè)的總體貿易開放度(包括進口開放度和出口開放度)以及與各主要貿易伙伴之間的雙邊貿易開放度。我們首先根據理論模型,通過構造“標準化進口”(normalizedimport)變量間接控制影響貿易的各種“正?！币蛩夭㈩A測該變量的基準數值,然后利用固定效應模型測度各國的實際數值對基準數值偏離的相對程度并計算貿易開放度的相對大小。偏離基準數值越遠的國家,其貿易開放度也就越低。具體地,在進口開放度和出口開放度的測算中,本文通過進口方虛擬變量和出口方虛擬變量估計出中國制造業(yè)的實際進出口流量(相對美國)對基準數值的偏離程度。在雙邊貿易開放度的測度過程中,本文通過虛擬變量回歸確定中國和各主要貿易伙伴之間的實際貿易對基準數值偏離程度的非對稱性。
三數據來源及說明
(一)數據來源
本文分析使用的分產業(yè)產出數據和雙邊貿易數據主要來自世界銀行提供的“貿易和生產數據庫(1976-1999)”(AlessandroandOlarreaga,2001)。中國1994年后的“化學制品”(351/2)產出數據來自聯合國產業(yè)發(fā)展組織出版的《國際工業(yè)統計年鑒》(UNIDO,1995-2000)。購買力平價表示的各國總吸收和名義美元匯率折算的總吸收數據根據美國賓夕法尼亞大學的國際比較中心提供的“賓夕法尼亞世界表(PWT6.1)”消費、投資和政府支出三項數據加總。雙邊距離的數據取自JonHaveman的國際貿易數據網站。
(二)樣本范圍
時間上,由于世界銀行“貿易和生產數據庫”只提供1987年及以后系統的中國分行業(yè)貿易數值,1997年以后很多國家的產出數據沒有報告,所以本文采用1987-1997年的樣本進行研究?？臻g上,我們選取了中國的28個貿易伙伴,包括19個OECD國家:澳大利亞、奧地利、加拿大、丹麥、西班牙、芬蘭、法國、英國、德國、希臘、意大利、愛爾蘭、新西蘭、日本、荷蘭、挪威、葡萄牙、瑞典、美國;4個亞洲新興工業(yè)體(NIEs):韓國、中國的臺灣地區(qū)、香港特區(qū)和新加坡;4個東盟國家也是中國的近鄰:菲律賓、印度尼西亞、泰國和馬來西亞;另一個發(fā)展中大國:印度。從表1中可知,除了少數年份,中國和以上28個貿易伙伴的進出口占了對外進出口總額的80%以上。
(三)產業(yè)分類及分析
世界銀行貿易和生產數據庫采用聯合國國際產業(yè)標準分類(1SIC)修訂版第二版的產業(yè)分類標準。由于許多經濟體之間在四分位的商品上沒有貿易(數據),而該數據庫的產業(yè)產出也只報告了三分位數據,所以我們使用三分位數據進行分析。
按照常規(guī)做法,在把四分位數據合并為三分位數據時,將其他未定義的食品(3121)和其他精制動物飼料(3122)并入食品(311);同時,把生產機器設備產生的金屬剩余物(只有一個子類即3801)并入各種金屬制造品(381)。由于很多國家沒有報告石油精煉制品(353)和石油和煤制品雜項(354),而中國沒有報告服裝(322)和鞋類(324)的產出,故把這四個行業(yè)的數據從樣本中剔除。考慮到中國是服裝和鞋類生產和出口大國,這樣可能會低估中國的出口開放程度。由于中國工業(yè)化學制品(351)和其他化學制品(352)可以從《國際工業(yè)統計年鑒》中得到補充,但是在年鑒中這兩項是合并報告的,為了保持時間上的連續(xù)性和可比性,本文把所有經濟體的351和352行業(yè)及貿易數據合并。這樣,我們共得到23個產業(yè)的雙邊貿易和產出(表2)。
(四)產業(yè)開放程度初步分析
如前所述,由于產品的性質不同,各個產業(yè)的開放程度(或國內偏向程度)是不同的。表2報告了1987、1990、1993和1997年中國和28個貿易伙伴(即組內)的總進口在總產出中所占的份額。其中皮革制品(323)、其他制成品(390)、專業(yè)和科學設備(385)、各種機械(382/3)和運輸設備(384)具有比較高的開放程度,這可能是因為產品的通用性較強或價值量較大。煙草(314)、其他非金屬礦物制品(369)、印刷品和出版物(342)和食品(311/2)的這一比例最低。煙草的開放程度較低可能是因為關稅和國內市場的集中控制;印刷品的比例低顯然與各國語言不同有關;其他非金屬礦物制品中主要包括結構性黏土、水泥、石灰和石膏制品等,其比例低可能因為體積和重量比較大,從而運輸成本在價值量中所占的比重較高。消費者顯然更偏好國內口味和品牌的食品。由于各經濟體的進出口的產品構成不同,這種產業(yè)開放的差異性可能直接影響各經濟體的進出口開放程度。
(五)數據處理說明
1.若一個經濟體缺少某產業(yè)的產出數據,則不考慮其貿易伙伴從該產業(yè)的進口,即對缺乏yk數據的樣本,把相應的Mijk數據從中剔除。
2.考慮到美國在世界制造業(yè)生產和貿易中的地位以及數據的完整性,在設置國家虛擬變量的時候把美國設為基礎類別,即回歸模型中不出現美國虛擬變量。設置產業(yè)虛擬變量的時候把貿易量相對較高的“紡織品(321)”作為基礎類別,回歸模型中不出現紡織品虛擬變量。
3.由于本文進行回歸分析的目的不是結構性研究,同時方程右邊均不出現內生變量,因此估計結果不會出現嚴重偏倚,故本文不考慮內生性(endogeneity)問題,用最小二乘法進行回歸。
四經驗結果及分析
(一)經驗研究結果
1.中國的總體貿易開放度。表3報告了我們根據(4)式回歸估計的結果,①被解釋變量為標準化進口(在計算標準化進口時使用購買力平價計算的總吸收)。在每次的橫截面回歸中,我們均把美國作為國別虛擬變量的基礎類別。從本文第二部分的總體貿易開放度計量模型可知,回歸系數的估計值(即進口或出口固定效應)取指數表示,它為中國的進口或出口開放程度(相對參照國美國)。例如,在對1987年中國進口開放度的計算中(表3的第一行第四、五列),中國作為進口國的固定效應-3.08表示1987年中國從(組內)貿易伙伴的標準化進口是美國從(組內)貿易伙伴標準化進口的4.6%(exp(-3.08))或中國的總體進口開放度是美國總體進口開放度的4.6%。表3的第一行第六列報告了1987年中國作為出口國的固定效應,-1.038表示1987年中國的總體出口開放度是美國總體出口開放度的35.4%(exp(-1.038))?？梢?在控制了國家規(guī)模、產業(yè)產出、雙邊距離以及產業(yè)差異性之后,中國制造業(yè)的進口和出口均低于美國。
為了獲得進一步認識,我們把中國的總體進口開放度(表3的第四列)和總體出口開放度(第六列)的測算結果分別在圖1和圖2中以更加直觀的形式表示出來。其中實線表示我們以美國為參照所計算的中國的總體貿易開放度;上下兩條虛線分別表示估計結果加減兩倍的標準差的對數值。在樣本容量較大時,回歸系數的估計值近似服從正態(tài)分布,所以本文測算出來的總體貿易開放度以95.45%的概率落在兩條虛線內。
從圖1可知,中國制造業(yè)各年的總體進口開放度均不到美國的10%?？傮w進口開放度在1987年約為美國的4.6%,這一數值在接下來的三年逐漸擴大,1989年增至美國的6.4%,增幅為1.8%,隨后(受到政治干擾)下降1.5%,然后穩(wěn)步回升,在1995年達到考察期的最高值,為美國的9.8%,然后逐漸下降,1997年為美國的7.5%。從1987到1997的10年,中國的總體進口開放度擴大了2.9%,平均每年遞增0.29%。根據我們可以獲得的關稅數據,1992年中國制造業(yè)的加權關稅稅率為37.48%,美國為5.13%;1997年中國的這一數字為16.05%,美國為4.19%。根據數據的對比,我們很難簡單地把貿易開放程度的大小及其變化歸結為政策壁壘的高低和變動。
值得注意的是,從中國制造業(yè)的出口情況看來(圖2),總體出口開放度除了少數年份稍有下降外,基本保持持續(xù)增加的趨勢,但在考察期內各年,中國的總體出口開放度也低于美國,所以,我們并不能簡單地認為中國進口較少。1987年中國的出口約為美國的35.4%,1997年這一數字升至77.4%,10年之間共擴大了42%,平均每年遞增4.2%。其中1987-1988年和1994—1995年兩次下降可能是對中國抑制經濟過熱、壓縮生產規(guī)模的反應。這一方面說明中國各種促進出口政策的成功,而正是這種大規(guī)模出口保證了中國(尤其是沿海地區(qū))生產能力的不斷擴大和資本的快速積累;另一個方面也說明相對出口而言,中國的進口潛力更大,中國作為世界大市場的潛力還遠遠沒有發(fā)揮出來。
表3的第二列報告了距離對標準化進口的彈性,可以看出,地理距離對貿易的影響非常顯著并在時間上也無明顯的上升或下降趨勢。本文再次印證了那種認為距離對貿易的影響已消失的說法并不能成立。本文的這一結果和Harrigan(2003)的測算結果比較接近。
2.中國和主要貿易伙伴的雙邊貿易開放度。表4報告了我們根據(5)式測算出的中國和28個貿易伙伴之間的雙邊貿易開放度,其中數值為“中國從貿易伙伴進口的固定效應”和“貿易伙伴從中國進口的固定效應”之差的指數值即exp(λchn,i-λi,chn),i≠chh,它表示“中國對貿易伙伴i的貿易開放度是該貿易伙伴對中國的貿易開放度的比例或倍數”。表4顯示,中國從澳大利亞的標準化進口是澳大利亞從中國進口的0.22,即中國對澳大利亞的貿易開放度是澳大利亞對中國貿易開放度的0.22,exp[-2.29-(0.76)]=0.22,其中-2.29是中國從澳大利亞進口固定效應Achn,aus的估計值,—0.76是澳大利亞從中國進口固定效應λchn,aus的估計值。
從表4報告的結果可見,除了少數貿易伙伴之外,中國對主要貿易伙伴(尤其是OECD國家)的貿易開放度均遠低于這些經濟體對中國的貿易開放度。除少數經濟體外,中國和貿易伙伴之間的雙邊貿易開放度顯著不對稱。就中國主要的貿易伙伴美國、日本和中國香港特區(qū)而言,中國(大陸)對這三個經濟體的貿易開放度不僅低于這些經濟體對中國(大陸)的貿易開放度,而且還呈現出的逐漸下降趨勢,其中和日本的雙邊開放度下降幅度較大。
在表4中,我們還可以看出海峽兩岸制造業(yè)貿易的變動趨勢,在考察的所有年份里,祖國大陸從臺灣地區(qū)的標準化進口均高于臺灣地區(qū)從祖國大陸的標準化進口。1988年是兩岸制造業(yè)差異最大的一年,祖國大陸從臺灣地區(qū)標準化進口一度高出臺灣從祖國大陸標準化進口的10倍,之后曾連續(xù)兩年大幅下降并于1991年又迅速回升。此后,隨著大陸對臺灣地區(qū)出口的逐漸增加,這一數字逐漸降低,但到1997年,祖國大陸從臺灣的標準化進口仍高出臺灣從祖國大陸標準化進口的30%以上。
(二)結果的分析及其可能的擴展
從以上經驗結果可知,無論從總體意義上還是雙邊意義上,中國市場的開放度都比較低。除了政策性的貿易壁壘、出口促進政策,這還與若干技術性因素以及中國所具有的發(fā)展中國家特征有關。當然,這也是后續(xù)研究可能進一步擴展的地方。
1.標準化進口的大小取決于對中國需求能力的估算。購買力平價是進行國際比較時普遍采用的折算標準,但它也考慮了各國國內非貿易品以及勞務的價格,而國際商品市場上的購買力是用美元表示并實際交割的。如果在標準化進口的計算過程中高估了中國的需求能力,便會使得中國從各個貿易伙伴的標準化進口偏低,這樣就有低估中國從各個貿易伙伴進口的危險。為了充分認識這一問題的重要性,我們使用名義美元匯率折算的各貿易伙伴總吸收重新對進口進行了標準化處理及回歸測算。圖3報告了我們利用新的折算標準化進口對(4)式重新進行的回歸結果?？梢钥闯?關于總體進口開放度和總體出口開放度及其變化趨勢的基本結論雖然沒有變化,但中國的進口開放度的測算數值明顯高于用購買力平價所對應的結果,其中1995年以美國為參照,中國的總體進口開放度達到40.7%的最高值,與按照購買力平價標準所得出的9.8%的估計結果相去甚遠。值得注意的是,購買力平價折算和美元匯率折算對總體出口開放度的估計結果影響不大。
2.我們注意到,關于雙邊貿易開放度的信息來源于兩個經濟體之間雙邊貿易平衡關系,即中國對貿易伙伴大規(guī)模制成品出口和從貿易伙伴相應較少的進口。我們認為,造成測算結果較小的主要原因除了中國政策性和非政策性貿易壁壘,還在于中國(由于低廉的工資成本)在勞動密集型產品上的價格競爭優(yōu)勢和出口鼓勵政策。
3.國內市場對商品的阻礙能力非常重要。對發(fā)達國家而言,貿易成本平均為商品價值的170%,而最為敏感的政策性貿易成本僅占8%(AndersonandWincoop,2004)。對于發(fā)展中國家,由于國內批發(fā)和零售市場建設還不完善以及地區(qū)分割等因素,進口商品的進入和自由流動必然會受到更多的阻礙。中國國內的物流系統起步較晚,交通運輸網及其配套的通訊設施和管理體制發(fā)育滯后,國外商品很難到達中西部省份市場。比如,成都和上海之間900英里距離的運輸費用與上海和美國加州長灘之間的運輸費用大體相當(TreeceandWebb,2004)。同時,各省區(qū)財政分權助長了地方保護主義和市場分割,也勢必對制成品的進口和流通產生負面影響。與中國的情況相反,發(fā)達國家的零售批發(fā)的物流配送系統相對健全,中國商品很容易到達國外市場。
4.我們計算標準化進口的時候,完全沒有考慮到國內各省區(qū)人均收入和各國人均收入的差異性,但中國是發(fā)展中大國,地區(qū)收入差距很大,商品進口尤其是制造業(yè)的進口集中在沿海地區(qū)。我們按照購買力平價計算中國的購買能力的時候,把中國看做一個整體,包括了發(fā)展水平不同的所有省份。同時,我們關于各國或地區(qū)消費者都具有“擬似和相同”偏好的假設也過于苛刻,沒有考慮各國或地區(qū)由于收入水平不同所導致的消費結構上的差異性(正如恩格爾定律所揭示的)。一種可以改進的思路是在回歸式中加入“人均國民生產總值”等反映實際收入水平的解釋變量以控制這種消費結構的差異,但這又涉及到估許結果的跨國可比問題。
5.發(fā)達國家出于政治或者保護先進技術的目的而對本國的高技術含量的工業(yè)制成品采取的出口管制措施顯然限制了其制造業(yè)商品對華出口即中國的進口。另外,中外文化和消費習慣上的差異等也會對外國商品在中國市場的滲透能力帶來消極影響。與此相反,中國出口商品的技術含量相對較低且大多以進口國消費者喜聞樂見及本國很少生產的必需品為主,受文化差異影響相對較小。
五結論性評論
本文采用“事后”間接推測的方法,考察了1987—1997年中國對所有主要貿易伙伴的制造業(yè)總體貿易開放度(包括進口開放度和出口開放度),以及中國與各主要貿易伙伴之間的制造業(yè)雙邊貿易開放度。本文根據差異產品模型,通過構造“標準化進口”變量控制了進口國的需求水平、出口國產出、經常項目順差等影響貿易的“正常”因素并預測該變量的基準數值。在進一步控制了經濟體之間距離的“天然”因素之后,我們利用固定效應模型測度各國或地區(qū)的實際貿易流量數值對基準數值的偏離的相對程度并據此計算進口開放度和出口開放度的相對大小?？紤]到雙邊貿易開放度的敏感性,本文通過虛擬變量回歸模型確定中國和各主要貿易伙伴之間實際貿易流量數值對基準數值偏離程度的非對稱性。我們的主要結論如下:(1)以美國為參照,中國制造業(yè)的總體進口開放度較低,同時其總體出口開放度也較低,其中進口開放度不超過美國的1/10。中國的總體出口開放度高于總體進口開放度,而且總體進口開放度和總體出口開放度均呈現出不斷擴大的趨勢。(2)從雙邊意義上,中國對美國、日本和中國香港特區(qū)以及其他經合組織國家的貿易開放度在考察期內均低于這些貿易伙伴對中國的貿易開放度。而祖國大陸和臺灣地區(qū)之間雙邊貿易開放度的結論則與此相反。(3)本文關于中國的總體和雙邊貿易開放度的測算結果與總吸收計算過程中的折算標準、中國制成品的價格優(yōu)勢以及中國所具有的發(fā)展中國家特征等因素緊密相關。本文測算的中國貿易開放度并不能簡單還原為中國對外貿易的政策性壁壘,如何解釋這一結果還需審慎對待和進一步分析。
內容提要本文首先構造了一個標準化進口變量并預測該變量在自由貿易條件下的基準數值,然后利用回歸模型確定實際標準化進口對基準的偏離程度,據此判斷一個經濟體的總體貿易開放度以及經濟體間的雙邊貿易開放度。本文的研究表明,1987—1997年中國制造業(yè)的總體進口和出口開放度(以美國為參照)均較低;從雙邊意義上看,中國對主要貿易伙伴的貿易開放度低于這些貿易伙伴對中國的貿易開放度。本文的測算結果及其解釋要考慮到標準化進口的折算標準、制成品的成本優(yōu)勢以及中國作為發(fā)展中國家的特征等因素。
關鍵詞貿易開放度,制造業(yè),標準化進口,固定效應
