2018中国贸易开放度的经验分析：以制造业为例
内容提要 本文首先构造了一个标准化进口变量并预测该变量在自由贸易条件下的基准数值，然后利用回归模型确定实际标准化进口对基准的偏离程度，据此判断一个经济体的总体贸易开放度以及经济体间的双边贸易开放度。本文的研究表明，1987—1997年中国制造业的总体进口和出口开放度(以美国为参照)均较低；从双边意义上看，中国对主要贸易伙伴的贸易开放度低于这些贸易伙伴对中国的贸易开放度。本文的测算结果及其解释要考虑到标准化进口的折算标准、制成品的成本优势以及中国作为发展中国家的特征等因素。 关键词 贸易开放度，制造业，标准化进口，固定效应一 导言
中国经济高速增长的一个显著特征是对外经济联系不断加深，尤其是进出口贸易快速扩张。中国对外贸易以能够发挥劳动力比较优势、增加值较高的制造业为主。《中国统计年鉴》提供的数据显示，1980年制成品出口只有90.05亿美元，1997年增至1588.39亿美元,2003年为4034.20亿美元，年均增长16.5%；1980年制造业进口130.58亿美元，1997年增至1137.50亿美元,2003年为3400亿美元，年均增长14.2%。
制成品生产和进出口的快速扩张是中国实行工业化和外向型经济发展战略的结果。对于劳动力丰富的发展中国家来说，制造业的贸易可以避免进口替代战略的种种弊病，也可以克服初级产品出口可能导致的贸易条件迅速恶化的不利影响，从而使得资本能在一个较长时期内获得较高收益率和快速积累。首先，由于能够通过出口把工业品转移到国外，制造业的生产可以超越国内市场容量和发展初期购买能力较低的限制。其次，工业产品因需求的替代弹性和收入弹性较高，贸易条件变化缓慢。再次，由于选择制造业的生产和出口，落后国家有可能利用技术上的“后发优势”，通过引进发达国家的成熟技术而不必自行投资进行研究和开发以及产品的质量升级。最后，中国是一个区域和产业发展极不平衡的大国，中西部和农村蓄存着大量剩余劳动力，沿海地区制造业的资本积累所吸引的大规模中西部省份廉价劳动力减缓了资本深化的过程。
然而，中国的商品出口尤其是制成品出口越来越引起贸易伙伴国的关注。廉价制成品的大规模出口扩张，客观上抢占了贸易伙伴国的市场，使得贸易伙伴国的劳动者工资收入下降、工人失业增加，由此中国和贸易伙伴国间的贸易争端和摩擦也随之增多。“自1979年原欧共体对我国进行反倾销调查到2002年10月底，已有33个国家和地区发起了544起涉及我国出口产品的反倾销和保障措施调查……影响了我国约160亿美元的出口贸易……(从上世纪90年代开始)世界上平均每六七起反倾销和保障措施案件中，就有一起针对中国产品”(国家经贸委产业损害调查局，2003)。可以预计的是，随着中国加入世贸组织和制造业出口的进一步扩大，针对中国制成品的贸易争端将更加频繁和激烈。客观准确地测度和评价中国制造业的贸易开放程度不仅有助于我们从理论上揭示“中国奇迹”的奥秘，在政策制定上也具有现实指导意义。
一般来说，一个国家或地区的贸易开放度可以用两种不同的方法进行分析。一是直接测度贸易开放的反面即贸易壁垒：一个国家或地区的名义贸易壁垒越低，商品越能够无阻碍地跨地区自由流动，其贸易开放度越高。二是可以根据贸易流的大小间接推测贸易开放程度的高低：在控制了影，向贸易的各种正常因素之后，一个国家或地区贸易流量越接近完全自由贸易所对应的预测值，其贸易开放程度也就越高。
本文采用后一方法测度了1987—1997年中国制造业的总体贸易开放度(包括进口开放度和出口开放度)以及与各主要贸易伙伴之间的双边贸易开放度。我们首先根据理论模型，通过构造“标准化进口”(normalized import)变量间接控制影响贸易的各种“正常”因素并预测该变量的基准数值，然后利用固定效应模型测度各国的实际数值对基准数值偏离的相对程度并计算贸易开放度的相对大小。偏离基准数值越远的国家，其贸易开放度也就越低。具体地，在进口开放度和出口开放度的测算中，本文通过进口方虚拟变量和出口方虚拟变量估计出中国制造业的实际进出口流量(相对美国)对基准数值的偏离程度。在双边贸易开放度的测度过程中，本文通过虚拟变量回归确定中国和各主要贸易伙伴之间的实际贸易对基准数值偏离程度的非对称性。
二 贸易开放度的测算方法
(一)两种开放度测量方法的比较
1.直接测度贸易壁垒。直接测度贸易壁垒的指标有很多，比如关税税率的高低、各种非关税壁垒(NTBs)的覆盖比率(coverage ratio)以及汇率黑市升水等。
这种“事前”(exante)的测度和比较非常直观，但却存在重大缺陷。第一，在经过多轮双边以及多边磋商以后，各国承诺的名义关税尤其是制造业关税已经或将要大大降低，非关税壁垒越来越成为各国实施贸易保护的主要手段。但非关税壁垒很难精确量化，并且不同形式非关税壁垒的限制作用也不一样。第二，忽略了各个进口国国内存在的贸易成本，阻碍商品贸易的因素并没有因为商品的“到岸”而消失，进口国国内市场对进口商品的贸易有着重要影响。对市场建设尚不完善的发展中国家或正处于计划经济向市场经济过渡阶段的转型国家而言，这种因素尤其重要。第三，贸易包括进口和出口两个方面，但一国的名义贸易壁垒无法对其出口开放程度做出估计和说明。第四，每个指标在应用上都有各自的局限性，由于测量方法不同，很难给出一个一致的结论，从而使得直接测量的可靠性和准确性大打折扣o
2.间接测度：实际贸易流量和预测值的比较。这种方法先利用理论模型预测在自由贸易条件下各国贸易流量的基准数值，然后通过比较实际和理论预测值判断开放程度的大小。若所有其他条件均相同并满足一定的假设，一国的实际贸易流量值越是偏离模型预测值，我们就越倾向于认为该国或者采取了更多的贸易保护手段和措施，或者(且)其国内存在其他与众不同的阻碍正常贸易的因素。通常使用的贸易依存度(即进出口总额在国内生产总值中所占比重)也属于这种间接测度的方法，但它并不能衡量一个经济体的贸易开放度。
Leamer(1988)使用1982年的跨国数据系统地研究了各国的贸易开放度。他首先根据传统的要素禀赋模型预测各个国家在自由贸易条件下应有的理想贸易流量值并计算该流量值和实际值的偏差(即调整的贸易密度比)，然后把(除了贸易壁垒以外的)各种影响贸易的“正常”因素作为解释变量对该偏差进行回归，最后根据回归结果的残差项中所揭示出来的政策变量即贸易开放度信息进行比较。Lawrence(1987)使用垄断竞争模型计算出一个理论上贸易流量的预测值，然后用虚拟变量方法确定实际贸易显著偏离该预测值的国家和产业。他利用分产业的生产和贸易数据发现，日本制造业的进口比理论预测值低40%，若日本的进口没有非正常偏离，其制成品的贸易顺差将减少16%。Harrigan(1996)也认为，在控制了诸如国家的规模、国际收支和产出等理论上不存在壁垒时可能影响贸易额的因素之后，一个国家或地区的贸易流量越接近自由贸易条件下的预测值，其贸易开放度也相对越高。他利用经济合作与发展组织(OECD)国家的数据对各国总体(包括进口和出口)和双边贸易开放度进行了详细考察并研究了欧盟的存在对各国贸易开放度的影响。在此基础上，Harrigan(2003)对日本制造业历年贸易开放度的计量研究发现，尽管日本进口少于其他国家，其出口也同样不如其他国家，并且从美日双边的角度来看，日本市场对美国制成品的开放程度高于美国市场对日本制成品的开放程度。
虽然这种方法测算出来的结果并不能被完全“还原为”政策性壁垒的高低，但它的最大好处是可以测度各国“实际上有的(de facto)”贸易开放度(包括国际间的贸易成本和国内市场对进口商品的阻碍因素)，并可进行跨国、跨商品以及跨时间的比较研究。更为重要的是，这种方法除了可以测算出一个经济体的进口开放度，还可以测算出口开放度和该经济体与贸易伙伴之间的双边贸易开放度。出口开放度与进口开放度在政策涵义和政策评价功能上有所不同。决定出口开放程度的因素主要包括国内的出口促进政策(出口补贴和奖励措施)以及所有其他贸易伙伴国的贸易壁垒。若其他多数贸易伙伴国没有对一国施加特别的歧视性贸易限制措施，则较高的出口开放度数值就表示该国出口促进政策的成功运用。双边贸易开放度的政策意义则更加明显：从双边意义上来看，若彼此没有向对方施加更多的限制和壁垒，则双边实际贸易流量对预测值的偏离应该是对称的。
(二)标准化进口、基准值及其偏离
我们测度一个国家或地区的贸易开放程度并进行比较，一个首要的问题就是：什么才算是正常的进口或基准的进口?我们只有了解了这个基准数值，才能根据实际进口流量与该数值的(相对)偏离确定各经济体影响贸易的“非正常”因素的大小。
假设各国消费者具有相同的(identical)和位似的(homothetic)偏好，则商品的需求结构和需求数量分别只取决于商品的相对价格和消费者的收入水平。在一个完全自由贸易的理想世界中，商品的价格在世界各地相等，商品的进口需求只取决于各国的(相对)收入水平。由于“事后”的进口是供给和需求实现均衡的结果，根据差异产品模型我们可以预测(Helpman and Krugman，1985)：双边的进口与出口国的产出呈正比，其比例系数是进口国在世界经济中的相对规模。考虑到贸易收支不平衡的情况，该比例系数为进口国的国内吸收(国内生产总值减去经常项目盈余)占世界国内生产总值的比重。这样，理想状态中，一国的名义进口流量就表示为：
（1）
其中mijk表示j国从k国进口的第i种产品的名义价值；sj表示j国(进口国)国内吸收(aj)占世界国内生产总值(GDPw)的比重即yik为k国(出口国)在第i产业上的名义产出。等式两边同除以出口国产出和进口国国内吸收，则j国从k国在第i种产品上的标准化进口可以表示为(Harrigan，2003)：
(2)
(2)式控制了进口国的规模和贸易平衡情况，包括了所有影响需求的“正常因素”。同时，通过出口国的产出水平，(2)式也控制了相对要素供给、技术差异以及出口国国内的经济政策(包括产业政策)等所有影响供给的“正常因素”。这样，(2)式中的标准化进口即为消除了各国在需求和供给上的差异性的结果。在一个没有摩擦的、“理想”的自由贸易世界中，各国该标准化进口都应相等并等于世界国民生产总值的倒数。
这里的一个关键假设是贸易成本为零，从而商品价格服从“一价定律”(law of one price)。但在现实世界中，由于各类贸易成本的存在，同质商品在各国的价格必定不会相同，从而根据实际数据构造的标准化进口必然会偏离(2)式中的理想数值，而我们正是利用二者的偏离程度来确定各国的贸易开放度。
(三)总体贸易开放度的测度
以上分析意味着，关于一个经济体开放程度的信息完全包含在贸易成本和由此引起的跨国商品价格的差异中，所以贸易开放度的测度就转化为商品的价格效应(price effects)问题。对于这种价格效应，学者们采取了不同的处理方法(Feenstra，2003)。Bergstrand(1985)使用价格指数测度价格效应的大小，由于缺乏系统的跨国家和地区的制造业价格指数数据，这种方法不适合本文产业层次的研究。同时，影响价格指数的国内和国际因素很多，我们从中无法准确揭示贸易壁垒以及相应开放度的信息。Anderson和Wincoop(2001)使用“估计的边界效应”来代替价格效应，这种边界效应在一定程度上可以显示贸易壁垒的高低，但方法比较复杂(需要使用传统的规划方法求约束下的最小值)，各种变量的统计特性无法很好控制，更为严重的是，估计结果会因为国家大小不同而出现非对称的结果，从而无法有效地进行跨国比较。Harrigan(1996，2003)使用第三种方法即固定效应的方法确定价格效应。这种通过在回归方程中设置虚拟变量的方法确定的固定效应可以有效揭示不同经济体、不同产业的贸易壁垒和贸易开放的信息，同时，这种估计方法可以使用传统的最小二乘回归，不但方法简单直观、结论明确，而且不会因为国家规模的大小出现非对称偏差。
本文采用Harrigan固定效应方法。在构造标准化进口变量的基础上(即控制了“正常的”需求和供给之后)，我们在回归方程中加入经济体间的“地理距离”作为解释变量，进一步控制运输成本这一“天然的”贸易成本。这时，残差项中剩下的就应该是影响标准化进口流量的“非正常因素”信息，即各国不同的贸易政策以及国内存在的各种阻碍进口商品正常进入和流动的壁垒信息。这样，我们就可以通过进口方虚拟变量和出口方虚拟变量(因为每一个标准化进口值都对应着一个进口国和一个出口国)确定每个经济体作为进口国和出口国在标准化进口偏离基准数值中所起的作用，也即“进口方固定效应”和“出口方固定效应”所揭示的贸易开放信息。
考虑到现实世界中进口国和出口国的贸易成本，标准化进口就可以扩展为(考虑随机误差)：
其中Djk表示人j、k两国间的地理距离；λj表示进口方了的固定效应；μk是出口方k的固定效应。值得注意的是，因为本文进行的是跨国开放度的比较，在回归方程式(3)中，我们并不是直接把实际标准化进口值和基准值相比，而是挑选一个国家作为参照国即作为虚拟变量的基础类别。这样，与参照国相比，如果所考虑的国家作为出口国和进口国没有更多影响标准化进口变量的因素，则加入国别虚拟变量之后没有统计上的显著性，即固定效应λi和μk非显著地不为零。而事实上正是各国存在着与参照国不同的影响贸易的力量，才使得实际上的标准化进口不同。显然，λj表示进口国(相对参照国而言)在实际标准化进口偏离基准数值中的“非正常”影响。λJ(即j=J)取指数(exp(λJ))表示控制了运输成本这种天然贸易壁垒因素之后，“J国从世界的标准化进口为B国从世界的标准化进口的比例(或倍数)”，或“J国进口开放度为B国进口开放度的比例(或倍数)”，或“相对参考国B，J国的总体进口开放度”。
我们注意到，由于一个贸易流量同时对应着一个进口国和一个出口国，作为出口国的经济体其出口促进政策的运用及其效率高低同样会使实际标准化进口偏离基准数值。同时，由于在标准化进口的构造中我们已经控制了出口国的资源禀赋、技术水平、国内宏观经济政策和产业政策等决定产业产出的因素，μk即表示(相对参照国而言)出口国国内的贸易政策对正常出口的作用即出口开放度。μK(即k=K)表示K国作为出口国使得偏离基准值的程度，取指数(exp(μK))表示，在控制了运输成本以后，“K国对世界的标准化出口为B国对世界出口的比例(或倍数)”，或“K国出口开放度为B国出口开放度的比例(或倍数)”，或“相对参考国B，K国的总体出口开放度”。
(3)式的一个隐含的假设是所有商品的可贸易程度都是一致的。实际上，有的商品比如水泥、建筑材料的可贸易程度较低，而机械装备、电器设备等则是高度可贸易的。但是，和Lawrence(1987)分行业逐一回归的做法不同的是，我们通过引入产业虚拟变量控制这种商品的异质性。这样，第i种产品的标准化进口可进一步表示为：
(4)式就是我们最终所得到的测度各国总体贸易开放度的回归方程式。δi为第i种商品虚拟变量的系数，表示对该产业需求的国内偏向(home-biased)程度，也可以理解为该产业的开放度，数值越高表示该产业的国内偏向程度越低(贸易开放度越高)；反之则反是。
(四)双边贸易开放度的测度
考虑到双边贸易关系在国际经济和政治中的敏感性和现实性，我们通过“进口国—出口国特定虚拟变量”(country-pair specific dummy)给出度量双边贸易开放度的模型：
其中λjk表示j国从k国进口的固定效应。根据(5)式，由于国家之间的地理距离是对称的，即从了国到k国的运输成本与从k国到j国的运输成本相等。这时，如果所考虑的进口国和出口国双边开放程度相等，换句话说，若我们所考虑的两个经济体彼此没有向对方设置更多的政策性贸易壁垒并且各自国内没有不对称的阻碍对方商品进入和流动的因素，则“j国从k国进口的固定效应”和“k国从j国进口的固定效应”应该相等，即应有λjk=λkj(j≠k)的关系存在。
三 数据来源及说明
(一)数据来源
本文分析使用的分产业产出数据和双边贸易数据主要来自世界银行提供的“贸易和生产数据库(1976-1999)”(Alessandro and Olarreaga，2001)。中国1994年后的“化学制品”(351／2)产出数据来自联合国产业发展组织出版的《国际工业统计年鉴》(UNIDO，1995-2000)。购买力平价表示的各国总吸收和名义美元汇率折算的总吸收数据根据美国宾夕法尼亚大学的国际比较中心提供的“宾夕法尼亚世界表(PWT6.1)”消费、投资和政府支出三项数据加总。双边距离的数据取自JonHaveman的国际贸易数据网站。
(二)样本范围
时间上，由于世界银行“贸易和生产数据库”只提供1987年及以后系统的中国分行业贸易数值，1997年以后很多国家的产出数据没有报告，所以本文采用1987-1997年的样本进行研究。空间上，我们选取了中国的28个贸易伙伴，包括19个OECD国家：澳大利亚、奥地利、加拿大、丹麦、西班牙、芬兰、法国、英国、德国、希腊、意大利、爱尔兰、新西兰、日本、荷兰、挪威、葡萄牙、瑞典、美国；4个亚洲新兴工业体(NIEs)：韩国、中国的台湾地区、香港特区和新加坡；4个东盟国家也是中国的近邻：菲律宾、印度尼西亚、泰国和马来西亚；另一个发展中大国：印度。从表1中可知，除了少数年份，中国和以上28个贸易伙伴的进出口占了对外进出口总额的80%以上。
(三)产业分类及分析
世界银行贸易和生产数据库采用联合国国际产业标准分类(1SIC)修订版第二版的产业分类标准。由于许多经济体之间在四分位的商品上没有贸易(数据)，而该数据库的产业产出也只报告了三分位数据，所以我们使用三分位数据进行分析。
按照常规做法，在把四分位数据合并为三分位数据时，将其他未定义的食品(3121)和其他精制动物饲料(3122)并入食品(311)；同时，把生产机器设备产生的金属剩余物(只有一个子类即3801)并入各种金属制造品(381)。由于很多国家没有报告石油精炼制品(353)和石油和煤制品杂项(354)，而中国没有报告服装(322)和鞋类(324)的产出，故把这四个行业的数据从样本中剔除。考虑到中国是服装和鞋类生产和出口大国，这样可能会低估中国的出口开放程度。由于中国工业化学制品(351)和其他化学制品(352)可以从《国际工业统计年鉴》中得到补充，但是在年鉴中这两项是合并报告的，为了保持时间上的连续性和可比性，本文把所有经济体的351和352行业及贸易数据合并。这样，我们共得到23个产业的双边贸易和产出(表2)。
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