中国贸易开放度的经验分析：以制造业为例，本文主要内容关键词为：为例论文,中国论文,制造业论文,经验论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
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：在控制了影响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”(ex ante)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。
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。①
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。②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：
m[,ijk]=s[,j]Y[,ik] (1)
其中m[,ijk]表示j国从k国进口的第i种产品的名义价值；s[,j]表示j国（进口国）国内吸收(a[,j])占世界国内生产总值(GDP[w])的比重即
；y[,ik]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，③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④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）：
log(M[,ijk])=c+λ[,j]+μ[,k]+σlog(D[,jk])+ε[,ijk] (3)
其中D[,jk]表示j、k两国间的地理距离；λ[,j]表示进口方j的固定效应；μ[,k]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λ[,j]，和μ[,k]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，λ[,j]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。λ[,J]（即j=J）取指数(exp(λ[,J])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，μ[,k]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。μ[,k]（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(μ[,k]))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：
log(M[,ijk])=c+δ[,i]+λ[,j]+μ[,k]+σlog(D[,jk])+ε[,ijk] (4)
(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。δ[,i]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：
log(M[,ijk])=c+δ[,i]+λ[,jk]+ε[,ijk](5)
其中λ[,jk]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j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λ[,jk]=λ[,kj](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(PWT 6.1)”消费、投资和政府支出三项数据加总。⑤双边距离的数据取自Jon Haveman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，⑥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。
表1中国与28个贸易伙伴（组内）的进口和出口及其比重
资料来源：根据世界银行“贸易和生产数据库(1976～1999)”计算，进出口单位为百万美元。
（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(ISIC)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）。
（四）产业开放程度初步分析
如前所述，由于产品的性质不同，各个产业的开放程度（或国内偏向程度）是不同的。表2报告了1987、1990、1993和1997年中国和28个贸易伙伴（即组内）的总进口在总产出中所占的份额。其中皮革制品(323)、其他制成品(390)、专业和科学设备(385)、各种机械(382/3)和运输设备(384)具有比较高的开放程度，这可能是因为产品的通用性较强或价值量较大。烟草(314)、其他非金属矿物制品(369)、印刷品和出版物(342)和食品(311/2)的这一比例最低。烟草的开放程度较低可能是因为关税和国内市场的集中控制；印刷品的比例低显然与各国语言不同有关；其他非金属矿物制品中主要包括结构性黏土、水泥、石灰和石膏制品等，其比例低可能因为体积和重量比较大，从而运输成本在价值量中所占的比重较高。消费者显然更偏好国内口味和品牌的食品。由于各经济体的进出口的产品构成不同，这种产业开放的差异性可能直接影响各经济体的进出口开放程度。
表2 组内经济体进口占总产出的比重%
资料来源：根据世界银行“贸易和生产数据库(1976～1999)”计算。
（五）数据处理说明
1.若一个经济体缺少某产业的产出数据，则不考虑其贸易伙伴从该产业的进口，即对缺乏y[,k]数据的样本，把相应的M[,ijk]数据从中剔除。
2.考虑到美国在世界制造业生产和贸易中的地位以及数据的完整性，在设置国家虚拟变量的时候把美国设为基础类别，即回归模型中不出现美国虚拟变量。设置产业虚拟变量的时候把贸易量相对较高的“纺织品(321)”作为基础类别，回归模型中不出现纺织品虚拟变量。
3.由于本文进行回归分析的目的不是结构性研究，同时方程右边均不出现内生变量，因此估计结果不会出现严重偏倚，故本文不考虑内生性(endogeneity)问题，用最小二乘法进行回归。
四 经验结果及分析
（一）经验研究结果
1.中国的总体贸易开放度。表3报告了我们根据(4)式回归估计的结果，⑦被解释变量为标准化进口（在计算标准化进口时使用购买力平价计算的总吸收）。在每次的横截面回归中，我们均把美国作为国别虚拟变量的基础类别。从本文第二部分的总体贸易开放度计量模型可知，回归系数的估计值（即进口或出口固定效应）取指数表示，它为中国的进口或出口开放程度（相对参照国美国）。例如，在对1987年中国进口开放度的计算中（表3的第一行第四、五列），中国作为进口国的固定效应－3.08表示1987年中国从（组内）贸易伙伴的标准化进口是美国从（组内）贸易伙伴标准化进口的4.6%(exp(-3.08))或中国的总体进口开放度是美国总体进口开放度的4.6%。表3的第一行第六列报告了1987年中国作为出口国的固定效应，-1.038表示1987年中国的总体出口开放度是美国总体出口开放度的35.4%(exp(-1.038))。可见，在控制了国家规模、产业产出、双边距离以及产业差异性之后，中国制造业的进口和出口均低于美国。
表3 1987～1997年中国的总体贸易开放度（以美国为参照）
说明：根据(4)式的部分回归结果，被解释变量为标准化进口取对数，括号内数值为标准差。
为了获得进一步认识，我们把中国的总体进口开放度（表3的第四列）和总体出口开放度（第六列）的测算结果分别在图1和图2中以更加直观的形式表示出来。其中实线表示我们以美国为参照所计算的中国的总体贸易开放度；上下两条虚线分别表示估计结果加减两倍的标准差的对数值。在样本容量较大时，回归系数的估计值近似服从正态分布，所以本文测算出来的总体贸易开放度以95.45%的概率落在两条虚线内。
从图1可知，中国制造业各年的总体进口开放度均不到美国的10%。总体进口开放度在1987年约为美国的4.6%，这一数值在接下来的三年逐渐扩大，1989年增至美国的6.4%，增幅为1.8%，随后（受到政治干扰）下降1.5%，然后稳步回升，在1995年达到考察期的最高值，为美国的9.8%，然后逐渐下降，1997年为美国的7.5%。从1987到1997的10年，中国的总体进口开放度扩大了2.9%，平均每年递增0.29%。根据我们可以获得的关税数据，1992年中国制造业的加权关税税率为37.48%，⑧美国为5.13%；1997年中国的这一数字为16.05%，美国为4，19%。根据数据的对比，我们很难简单地把贸易开放程度的大小及其变化归结为政策壁垒的高低和变动。
图1 中国制造业进口开放度的变动
图2 中国制造业出口开放度的变动
值得注意的是，从中国制造业的出口情况看来（图2），总体出口开放度除了少数年份稍有下降外，基本保持持续增加的趋势，但在考察期内各年，中国的总体出口开放度也低于美国，所以，我们并不能简单地认为中国进口较少。1987年中国的出口约为美国的35.4%，1997年这一数字升至77.4%，10年之间共扩大了42%，平均每年递增4.2%。其中1987～1988年和1994～1995年两次下降可能是对中国抑制经济过热、压缩生产规模的反应。这一方面说明中国各种促进出口政策的成功，而正是这种大规模出口保证了中国（尤其是沿海地区）生产能力的不断扩大和资本的快速积累；另一个方面也说明相对出口而言，中国的进口潜力更大，中国作为世界大市场的潜力还远远没有发挥出来。
表3的第二列报告了距离对标准化进口的弹性，可以看出，地理距离对贸易的影响非常显著并在时间上也无明显的上升或下降趋势。本文再次印证了那种认为距离对贸易的影响已消失的说法并不能成立。本文的这一结果和Harrigan(2003)的测算结果比较接近。
2.中国和主要贸易伙伴的双边贸易开放度。表4报告了我们根据(5)式测算出的中国和28个贸易伙伴之间的双边贸易开放度，其中数值为“中国从贸易伙伴进口的固定效应”和“贸易伙伴从中国进口的固定效应”之差的指数值即exp(λ[,chn,i-λ[,i,chn),i≠chn，它表示“中国对贸易伙伴i的贸易开放度是该贸易伙伴对中国的贸易开放度的比例或倍数”。表4显示，中国从澳大利亚的标准化进口是澳大利亚从中国进口的0.22，即中国对澳大利亚的贸易开放度是澳大利亚对中国贸易开放度的0.22,exp[-2.29-(0.76)]=0.22，其中－2.29是中国从澳大利亚进口固定效应λ[,chn,aus]的估计值，－0.76是澳大利亚从中国进口固定效应λ[,chn,aus]的估计值。
表4中国和各主要贸易伙伴的双边开放度
说明：表中数字的右上角的上标表示Wald系数约束检验中F－统计量所给出的显著性水平（零假设为λ[,chn,i]=λ[,i,chn]）：1表示10%的显著性水平，2表示5%的显著性水平，3表示1%的显著性水平；－表示结果不可得。
从表4报告的结果可见，除了少数贸易伙伴之外，中国对主要贸易伙伴（尤其是OECD国家）的贸易开放度均远低于这些经济体对中国的贸易开放度。除少数经济体外，中国和贸易伙伴之间的双边贸易开放度显著不对称。就中国主要的贸易伙伴美国、日本和中国香港特区而言，中国（大陆）对这三个经济体的贸易开放度不仅低于这些经济体对中国（大陆）的贸易开放度，而且还呈现出的逐渐下降趋势，其中和日本的双边开放度下降幅度较大。
在表4中，我们还可以看出海峡两岸制造业贸易的变动趋势，在考察的所有年份里，祖国大陆从台湾地区的标准化进口均高于台湾地区从祖国大陆的标准化进口。1988年是两岸制造业差异最大的一年，祖国大陆从台湾地区标准化进口一度高出台湾从祖国大陆标准化进口的10倍，之后曾连续两年大幅下降并于1991年又迅速回升。此后，随着大陆对台湾地区出口的逐渐增加，这一数字逐渐降低，但到1997年，祖国大陆从台湾的标准化进口仍高出台湾从祖国大陆标准化进口的30%以上。
（二）结果的分析及其可能的扩展
从以上经验结果可知，无论从总体意义上还是双边意义上，中国市场的开放度都比较低。除了政策性的贸易壁垒、出口促进政策，这还与若干技术性因素以及中国所具有的发展中国家特征有关。当然，这也是后续研究可能进一步扩展的地方。
图3 美元名义汇率折算对应的中国制造业贸易开放度
1.标准化进口的大小取决于对中国需求能力的估算。购买力平价是进行国际比较时普遍采用的折算标准，但它也考虑了各国国内非贸易品以及劳务的价格，而国际商品市场上的购买力是用美元表示并实际交割的。如果在标准化进口的计算过程中高估了中国的需求能力，便会使得中国从各个贸易伙伴的标准化进口偏低，这样就有低估中国从各个贸易伙伴进口的危险。为了充分认识这一问题的重要性，我们使用名义美元汇率折算的各贸易伙伴总吸收重新对进口进行了标准化处理及回归测算。图3报告了我们利用新的折算标准化进口对(4)式重新进行的回归结果。可以看出，关于总体进口开放度和总体出口开放度及其变化趋势的基本结论虽然没有变化，但中国的进口开放度的测算数值明显高于用购买力平价所对应的结果，其中1995年以美国为参照，中国的总体进口开放度达到40.7%的最高值，与按照购买力平价标准所得出的9.8%的估计结果相去甚远。值得注意的是，购买力平价折算和美元汇率折算对总体出口开放度的估计结果影响不大。
2.我们注意到，关于双边贸易开放度的信息来源于两个经济体之间双边贸易平衡关系，即中国对贸易伙伴大规模制成品出口和从贸易伙伴相应较少的进口。我们认为，造成测算结果较小的主要原因除了中国政策性和非政策性贸易壁垒，还在于中国（由于低廉的工资成本）在劳动密集型产品上的价格竞争优势和出口鼓励政策。
3.国内市场对商品的阻碍能力非常重要。对发达国家而言，贸易成本平均为商品价值的170%，而最为敏感的政策性贸易成本仅占8%(Anderson and Wincoop,2004)。对于发展中国家，由于国内批发和零售市场建设还不完善以及地区分割等因素，进口商品的进入和自由流动必然会受到更多的阻碍。中国国内的物流系统起步较晚，交通运输网及其配套的通讯设施和管理体制发育滞后，国外商品很难到达中西部省份市场。比如，成都和上海之间900英里距离的运输费用与上海和美国加州长滩之间的运输费用大体相当(Treece and Webb,2004)。同时，各省区财政分权助长了地方保护主义和市场分割，也势必对制成品的进口和流通产生负面影响。与中国的情况相反，发达国家的零售批发的物流配送系统相对健全，中国商品很容易到达国外市场。
4.我们计算标准化进口的时候，完全没有考虑到国内各省区人均收入和各国人均收入的差异性，但中国是发展中大国，地区收入差距很大，商品进口尤其是制造业的进口集中在沿海地区。我们按照购买力平价计算中国的购买能力的时候，把中国看作一个整体，包括了发展水平不同的所有省份。同时，我们关于各国或地区消费者都具有“拟似和相同”偏好的假设也过于苛刻，没有考虑各国或地区由于收入水平不同所导致的消费结构上的差异性（正如恩格尔定律所揭示的）。一种可以改进的思路是在回归式中加入“人均国民生产总值”等反映实际收入水平的解释变量以控制这种消费结构的差异，但这又涉及到估计结果的跨国可比问题。
5.发达国家出于政治或者保护先进技术的目的而对本国的高技术含量的工业制成品采取的出口管制措施显然限制了其制造业商品对华出口即中国的进口。另外，中外文化和消费习惯上的差异等也会对外国商品在中国市场的渗透能力带来消极影响。与此相反，中国出口商品的技术含量相对较低且大多以进口国消费者喜闻乐见及本国很少生产的必需品为主，受文化差异影响相对较小。
五 结论性评论
本文采用“事后”间接推测的方法，考察了1987～1997年中国对所有主要贸易伙伴的制造业总体贸易开放度（包括进口开放度和出口开放度），以及中国与各主要贸易伙伴之间的制造业双边贸易开放度。本文根据差异产品模型，通过构造“标准化进口”变量控制了进口国的需求水平、出口国产出、经常项目顺差等影响贸易的“正常”因素并预测该变量的基准数值。在进一步控制了经济体之间距离的“天然”因素之后，我们利用固定效应模型测度各国或地区的实际贸易流量数值对基准数值的偏离的相对程度并据此计算进口开放度和出口开放度的相对大小。考虑到双边贸易开放度的敏感性，本文通过虚拟变量回归模型确定中国和各主要贸易伙伴之间实际贸易流量数值对基准数值偏离程度的非对称性。我们的主要结论如下：(1)以美国为参照，中国制造业的总体进口开放度较低，同时其总体出口开放度也较低，其中进口开放度不超过美国的1/10。中国的总体出口开放度高于总体进口开放度，而且总体进口开放度和总体出口开放度均呈现出不断扩大的趋势。(2)从双边意义上，中国对美国、日本和中国香港特区以及其他经合组织国家的贸易开放度在考察期内均低于这些贸易伙伴对中国的贸易开放度。而祖国大陆和台湾地区之间双边贸易开放度的结论则与此相反。(3)本文关于中国的总体和双边贸易开放度的测算结果与总吸收计算过程中的折算标准、中国制成品的价格优势以及中国所具有的发展中国家特征等因素紧密相关。本文测算的中国贸易开放度并不能简单还原为中国对外贸易的政策性壁垒，如何解释这一结果还需审慎对待和进一步分析。
截稿：2005年11月
注释：
① 各经济体从管理总需求的角度出发，倾向于采取鼓励出口和限制进口的贸易政策，即进口开放程度和出口开放程度倾向于向相反的方向变化，而贸易依存度指标将两方面信息混合在一起，从而无法判断实际开放程度的大小，也很难为政策制定者提供参考和依据。贸易依存度属于贸易密度比指标，从理论上讲也未必会随着单一商品甚至所有商品总体贸易壁垒的提高而下降(Leamer,1988)。
②这里，我们可以把产品差异模型理解为标准的垄断竞争模型，但值得注意的是，本文的结论只是基于产品之间差异性，并不过分依赖垄断竞争模型关于厂商零利润的结果。更一般地，这种产品差异的来源可以依据Armington(1969)假设：即使是同质商品，消费者也会视其产地的不同而不同。
③Anderson和Wincoop(2004)指出，贸易成本包括取得商品所要付出的、除了生产商品的边际成本之外的所有成本，包括运输费用（包括运费和时间价值）、关税和非关税等政策性贸易壁垒、契约实施费用、货币转换的费用与风险以及进口国法律和规制费用以及进口国批发和零售的配送成本等等。
④实际的标准化进口即为实际发生的、统计意义上的名义进口流量除以进口国总吸收和出口国产出。
⑤数据取自http://pwt.econ.upenn.edu/。由于1997年缺乏新加坡以不变价格（1996年为基年）的总吸收在国内生产总值中份额的数据，本文用当前价格购买力平价总吸收代替，即把本地货币表示的消费、投资和政府支出分别转换成美元，然后用购买力和各国美元名义汇率的折算标准转换成以购买力平价表示的消费、投资和政府支出，加总得到国内吸收。
⑥若干国家（地区）有的年份由于数据缺乏其样本不包括在内：泰国1987、1992、1995、1996和1997年样本，澳大利亚1993年以后的样本，德国和意大利1995年以后的样本，新西兰和台湾地区1997年的样本。
⑦与Harrigan(1996,2003)中的回归式稍有不同的是，本文的(4)和(5)式包含常数项（其统计结果省略）。这是因为本文的数据并不包括中国各贸易伙伴相互之间的信息，其对中国标准化进（出）口的水平影响归并到常数项中，舍弃常数项（强制回归方程过零点）将会产生回归误差并影响模型的可决系数。
⑧作者根据世界银行贸易和生产数据库中各个行业税率计算，权数为各个行业的进口在制造业总进口中的比重。