中国出口商品的供给曲线是水平的吗？——以对新西兰市场的出口为镜像

李小明

（厦门大学经济学院，福建厦门361005）

一、问题的提出

贸易弹性估计在国际贸易流量的实证研究中扮演着重要角色，它为理解一国贸易增长方式以及贸易政策评估提供了思路。对中国贸易弹性的估计更是引起学术界经久不衰的研究兴趣，部分学者使用总量数据对中国进出口弹性进行了估计，以此来检验马歇尔——勒纳条件和J曲线效应在中国的存在性，为人民币汇率政策调整以改善中国国际收支状况寻找证据支持（海闻、沈琪，2006）。有文献对中国出口需求的收入和价格弹性做了专门的讨论与研究（姚枝仲、田丰、苏庆义，2010）。这些文献在求解出口贸易弹性时，在变量（价格和数量）或样本期选择上存在差异，得到的出口贸易弹性并不一致。但大部分估计都是通过价格和出口量数据来拟合出口需求方程，这种处理方式暗含了一个共同的假设条件，即中国出口商品的供给弹性无穷大。

诚然，这一设定大大简化了贸易弹性的估计，但在估计贸易弹性时，理论模型设定应当充分考虑一国贸易的特征事实。将中国出口商品的供给曲线当作水平的，并不符合中国经济的现实状况：一方面，伴随着中国经济的快速发展，国内资源和劳动力等生产成本在逐步上升，生产要素的边际产出价值呈不断下降的趋势；另一方面，在人民币升值的背景下，中国出口商品的国际竞争力受到了一定程度削弱，加上预期因素的影响，不同行业对于成本提升以及国际市场需求变动的敏感度不一样，并不都满足在特定价格下可提供任意数量产品的条件。

实际上，国际贸易是在供给方和需求方共同作用下实现的，当出口供给曲线是水平的时侯，出口弹性系数就能通过单方程（需求方程）估计出来。从理论上来看，估计贸易弹性时应建立包含进口需求和出口供给的贸易方程，应用联立方程组对参数进行估计（Goldstein和Khan，1985），贸易弹性包括供给弹性和需求弹性两个方面。

本文的研究从国外进口市场的角度出发，应用联立方程组求解中国出口商品的供给弹性和贸易对象的进口需求弹性。理论上讲，产品供给弹性反映了需求方（进口国）的市场势力，市场供给弹性越小，说明买方的市场势力越强；反之亦然。近年来，我国频繁遭遇欧美等国贸易壁垒甚至是贸易制裁，从微观角度研究中国出口商品供给弹性的分布状况，为理解中国出口陷入上述被动局面提供了直观的视角；进一步地，这也将为中国出口贸易结构调整提供参考。构建测度贸易弹性的模型时，模型设定还须考虑两大重要的特征事实。

首先，不同产品部门的出口需求对于价格和收入变动的敏感度不一致，实际汇率等价格因素变动对贸易结构将产生影响，从而导致总量分析存在偏差。虽然有文献从中观层面对中国贸易弹性的结构特征进行了考察。如范金、王艳和梁俊伟（2004）通过建立中国进出口弹性模型和行业计量经济模型，估计出了中国16个行业的出口需求弹性；陈六傅和钱学锋（2007）以中国与G-7各国1990—2005年季度贸易数据为样本，检验了人民币实际汇率弹性在国别间的不对称性。

其次，品种增加是理解进口需求与出口供给弹性的关键，但现有估计贸易弹性的理论和方法并没有对产品新品种给予充分考虑（姚枝仲等，2010）。理论上讲，新产品品种进入对于同种产品其它品种的影响不容忽视。一方面，新品种的进入将对在位品种的需求产生影响，品种间Armington替代弹性度量了这种影响的程度；另一方面，新增品种对同种产品价格水平将产生实质性影响（Feenstra，1994；Broda 和 Weinstein，2006；Gaulier和Méjean，2006），产品价格水平的变动将改变产品品种供给，出口供给弹性捕捉了这一变动的大小。

Feenstra（1994）基于垄断竞争模型的分析框架，构建了考虑品种变化的进口价格指数，并提出了一个估计进口产品品种间Amington替代弹性和出口国逆供给弹性（Inverse supply elasticity）的计量方法。这一方法基于进口国的角度，为估计特定产品的进口需求弹性以及出口供给弹性提供了可行的思路。Broda and Weistein（2006）通过引入网格搜索法（grid seach），进一步拓展了Feenstra（1994）的估计方法，使得估计的参数更为稳健，结果更符合经济现实。

本文借鉴 Feenstra（1994）及 Broda 和 Weistein（2006）的方法，构建了估计出口供给与进口需求弹性的理论模型，并以新西兰进口市场数据为例，测算了其进口市场明细产品的需求和供给弹性。进一步地，结合供给弹性的分布情况，本文对中国出口（新西兰）商品的结构演变特征做了深入分析。

二、估计出口供给、进口需求弹性的理论模型

对于进口国的同一种进口产品来说，每一个进口对象供给的产品代表一个品种。通过构建包含品种需求和供给函数的联立方程模型来估计进口产品g的出口供给和进口需求弹性。参照 Feenstra（1994）及 Broda 和 Weistein（2006），品种需求和供给方程均用品种的市场份额和价格的函数形式表示。通过时间差分（time-differencing）的方式来消除各品种质量、成本等水平差异因素的影响后，得到下述联立方程组以表示一国进口产品g的需求和供给系统。

其中，sgct和pgct分别表示第t期品种c在考察国进口市场同种产品的市场份额和单位价格，Δ表示变量对自身差分。（1）式代表进口国对于品种c的需求函数，由CES效用函数推导所得，σg是品种间的Armington替代弹性，φt为随机变量；（2）式代表品种c的供给函数，ωg是产品g的逆供给弹性（inverse export elasticity），产品g不同品种的相同（对同种进口产品来说，不同供给国的供给弹性相等）。εgct和δgct分别表示需求和供给方程的随机干扰项。值得注意的是，（1）、（2）式表示的供需系统放松了出口供给曲线水平的这一假设条件，允许出口供给曲线向上倾斜，当ωg=0时，出口供给曲线才是水平的。

通过以下步骤来求解参数σg和ωg。第一步，选择参照国k（参照品种），对需求和供给系统做参照国差分（k-differencing）处理。具体做法是，分别将（1）、（2）式减去参照国k对应的的供需方程得到（3）和（4）式，从而消除需求和供给方程中与误差项相关的参数φt和ψt，这种处理方式的经济意义在于，控制进口商品质量变动共同趋势的影响。

这里，差分算子 Δkxgct=Δxgct-Δgkt。（3）式的误差项为 εkgct=εgctεgkt，表示品种的需求冲击，它受品种自身质量、进口国偏好等因素变动影响；类似地，δkgct=δgct-δgkt表示供给冲击，以价格的函数形式表示。通过对需求和供给方程进行双重差分（double differencing），可基本消除一些导致需求和供给方程的残差项相关的影响（Broda et al.，2008），即（3）、（4）式的残差项是不相关的，E（εkgctδkgct）=0。

第二步，利用E（εkgctδkgct）=0这一条件，可将联立方程的求解简化为单方程估计的问题，将（3）与（4）式相乘，转化后可以得到（5）式。

由于方程（5）的随机干扰项ugct与解释变量（价格、市场份额的函数）之间存在相关性，无法直接得到参数的一致估计量。Feenstra（1994）指出，使用各变量在时序上的平均值作为工具变量对（5）式进行回归可获得参数 θg=（θg1，θg2）的一致估计量。根据这一思路，使用工具变量法替换（5）式的解释变量，单方程估计问题即转化为：

这种估计方法可得到σg和ωg的一致估计量。具体处理时，Feenstra（1994）先使用工具变量对（5）式进行回归，之后再对（6）式进行加权最小二乘法，最后得到 θg=（θg1，θg2）的估计值。Broda和Weistein（2006）则是对原始数据进行直接加权后再做回归。两种处理方式在本质上是等同的，但前者要求产品至少有三个供给国，后者需要至少四个供给国的信息。本文采用Broda和Weistein（2006）的处理方式：首先对变量加权后，通过估计（5）式获得参数 θg=（θg1，θg2）；接着检查弹性系数是否具有经济意义（σg、ωg＞0），对于替代弹性与实际意义不相符合的产品，通过引入网格搜索法（grid search）获得参数的GMM估计。①具体步骤为：设定σg的取值范围为[1.05，131.5]，搜索间隔为0.05，搜寻在此区间范围使得GMM目标函数取最小值的参数，详见Broda and Weistein（2006）。

三、样本、数据及测算结果

本文使用了新西兰1990—2005年的进口商品明细数据，数据来源于新西兰统计局。对任意HS10位数编码的进口产品来说，样本包含了各年度所有进口对象的进口数量与金额信息，可方便地根据上文的理论模型来估计每一种产品的需求弹性和供给弹性。

虽然，新西兰只是中国出口的“冰山一角”，但相比于使用其它大国的贸易数据，新西兰国内生产的产品对于进口产品的替代影响可以忽略不计，另一方面，HS10位数编码分类提供了最为详细的贸易数据，从而得到的弹性参数更为准确。结合新西兰进口市场HS10位数编码产品的逆供给弹性（ωg）的分布情况，本文深入分析了中国对新西兰出口商品结构的演变特征。

（一）新西兰进口市场结构分析

在测算商品的贸易弹性之前，有必要对新西兰进口市场结构做简要分析，以了解主要进口对象在新西兰市场中的地位。从表1可以看到，澳大利亚、日本和德国占新西兰进口市场份额的排名都比较稳定，说明这三个供给国对新西兰出口的增速与新西兰市场增长保持了大致相同的变动幅度，扮演着“市场在位者”的角色，它们的市场份额合计在研究期一直处在40%左右的水平。中国在新西兰市场的地位在研究期内有显著提高，1990年，中国出口占新西兰进口市场的比例为1.09%，到2005年这一比例已上升到了10.26%，市场份额的排序由1990年的第15位上升到了2005年的第3位。可以说，中国在新西兰市场中扮演了“市场进入者”的角色。类似地，韩国、法国以及新加坡这三个供给国的市场份额在1990年与中国大致相当，但在随后年份上升幅度有限。

（二）新西兰进口商品逆供给弹性（ωg）描述性统计

根据理论模型本文对新西兰进口商品的弹性进行求解，并测算出了5 076种HS-10位数产品的弹性系数，对于每一种HS10位数编码的进口产品来说，对应有品种间Amington替代弹性（σg）和逆供给弹性（ωg）两个参数，本文仅分析逆供给弹性的分布情况。这些逆供给弹性（ωg）的最小值为0.000 8，最大值达到了6 355.553。表2将这5 076种HS10位数编码贸易产品归类合并成了10种大类商品（HS编码第一位数字相同的归并为一类，其代表的商品类别参见附录），并对各大类商品包括的HS10位数产品逆供给弹性（ωg）进行排序，据此将每一种大类商品划分为三个组，对所求参数进行描述性统计。

从表2可以看出，新西兰进口产品的逆供给弹性的中位数①由于样本均值极易受到离群值的影响，故应采用中位数估计值进行分析。为1.43，这意味着，当价格下降1%时，代表性进口产品的供给量将减少0.7个百分点（1除以1.43）。分产品部门来看，各进口产品部门逆供给弹性的中位数在[0.47，2.89]这一区间范围内变动，其中，贱金属、运输设备，化学产品，制造品，仪器设备这四种大类商品（HS编码第一位数分别为8、3、6和9）逆供给弹性相对较低（即供给弹性较大），这表明它们包含的大多是供给富有弹性的商品。尤其是贱金属及其制品、机械器具、家电设备、运输设备等大类商品（HS编码的第一位数是8）包含了1 123种HS10位数编码的贸易产品，这些产品的逆供给弹性的中位数是0.47；也就是说，当价格下降1个百分点时，代表性商品的供给量将减少2.13%。

（三）中国出口至新西兰市场的商品结构演变特征分析

至此，本文已经求解出了新西兰进口市场5 067种HS10位数编码产品的逆供给弹性，大致分析了新西兰进口商品供给弹性参数的分布情况。为了研究中国出口（至新西兰市场）商品结构的演变特征，本文研究了中国（对新西兰）出口市场结构与新西兰进口市场结构的变动情况。根据供给弹性的大小对商品进行分类，进一步对比分析了中国与新西兰市场主要供给国出口商品的分布状况。具体结果如表3和表4所示。

从表3可以看到，中国对新西兰出口额保持了22.59%的年均增速，远远高于新西兰进口额5.60%的年均增速；对所有的大类商品而言，中国出口的增速不同程度地高于新西兰进口市场的扩张速度，但各大类商品的出口增速变动的幅度并不一致，从而引起了中国出口商品结构出现了变迁，下面对此进行深入分析。第一，第0、1、5类商品②将HS编码第一位数字相同的产品合并为一种大类商品。下面表述类似。的出口增速普遍较低，这三种大类商品在中国出口的占比下降明显，分别从1990年的3.81%、3.88%和 10.74%下降到了 2005年的 0.68%、0.72%和1.34%。这些商品包含了动植物及食品相关的产品、纺织原料及其制品等资源密集型的出口品。换言之，资源密集型产品在我国的出口占比在持续下降。第二，第3、6、7、8、9类商品的出口增速均在20%的水平以上，其中，第3、7类商品③包括药品、肥料；香料及盥洗产品；炸药、杂项化学制品、塑料及其制品；玻璃制品、珠宝首饰，铜。出口增速虽然都保持在高位，分别达到了25.09%和23.76%，但其出口占比的上升幅度却比较有限，仍低于新西兰市场对应进口商品的占比；第6、9类商品④包括鞋帽、羽绒等轻工制品，石料、石膏，陶瓷制品；仪器设备、精密仪器及设备，钟表、乐器、杂项制品。占中国出口的比例远远高于这些商品在新西兰市场的进口占比，但其出口占比在研究期内略有下降；第8类商品⑤包括锡制品、其它贱金属制品，机械器具、电器、家电设备，车辆、航空器等运输设备。在研究期的出口年均增速为33.32%，增速在考察的10种大类商品中最高，从出口占比的变动情况来看，这类商品的出口占中国出口的份额增加明显，从1990年的10.10%上升至了35.46%，在中国对新西兰出口中占有主导地位。以2005年为例，中国对新西兰出口商品排在前两位的分别是核反应堆、锅炉、机械器具及零件；电机、电气、音像设备及零附件（HS编码章节号分别为84和85），在中国对新西兰出口的占比分别为17.3%、16.3%。

从产品供给弹性分布情况来看，第0、1、2、4、5、6、7类商品的逆供给弹性（ωg）较高，即供给缺乏弹性。供给弹性主要取决于行业增加生产的困难程度，随着全球化进程的加快，价格提高引起资源密集型产品部门（HS第一位数是0、1、2、4、5都属于该类）产量增加较为有限；第6类商品（鞋帽、羽绒等轻工制品，石料、石膏，陶瓷制品）属于中国特色出口产品、竞争优势明显。相对来说，第3、8、9类商品则是供给富有弹性的产品，当产品价格变动时，这些产品部门调整生产规模的困难程度相对较低。中国对新西兰的出口商品结构也决定了其出口供给曲线的倾斜度，可以看到，中国出口商品的供给曲线并不是水平的。另一方面，从出口商品结构演变的特征可以看出，中国对新西兰出口商品供给曲线的倾斜度在持续下降。

另外，本文将中国与新西兰市场其它主要供给国的做横向比较。对于澳大利亚、德国和日本而言，这三个供给国在新西兰市场的地位一直较为稳定，是典型的“市场在位者”，其出口增长与新西兰进口市场的扩张保持了相同的变化幅度。这说明，作为“市场在位者”，它们主动调整了自身的出口商品结构来应对新西兰进口市场商品结构的变动，以增强两者之间的匹配性。从表4可以看到，这三大“市场在位者”有一个共同的特点，即供给缺乏弹性的商品占出口比重提高明显，逆供给弹性（ωg）落在“高”组的商品的出口占比的上升幅度在4%以上（1990—2005年），说明这三个国家出口商品供给曲线的倾斜度在不断提升（1990—2005）。供给缺乏弹性商品的出口比例在研究期内在不断扩大，供给富有弹性商品的出口占比有不同程度的下降。而中国对新西兰的出口结构则出现了反向变动，富有弹性的商品出口比重扩大较为明显，逆供给弹性（ωg）落在“低”组的商品的出口占比由1990年的14.43%提高到了2005年的20.66%，中国出口增速处在高位的同时，供给富有弹性的出口商品占比在持续提高，中国出口商品供给曲线的倾斜度在持续下降。笔者认为，中国在由“市场进入者”转变成“在位者”角色的过程中，部分产品部门的规模经济效应已逐步释放。出口贸易结构改革的思维策略有别于出口扩张时期，一方面，要维持在国际市场有竞争优势的产品部门（包括特色商品）的市场地位，增加这类出口商品的附加值，保持这类商品在量上扩张（集约边际）；另一方面，应增强出口产品种类的多样化（扩展边际），并紧密跟踪世界进口市场商品结构的变动情况，分析进口市场商品结构的潜在变化特征，以调整出口市场商品结构。

四、结论与启示

贸易弹性的估计在国际贸易政策评估具有重要的地位。现有关于中国出口弹性的估计多集中于需求弹性（包括价格和收入弹性），并假定中国出口商品的供给弹性无穷大（即出口供给曲线是水平的）。本文使用新西兰1990—2005年HS10位数编码进口商品明细数据，借鉴 Feenstra（1994）及 Broda和Weinstein（2006）提出的进口产品需求和供给弹性估计模型，测算了新西兰进口市场中5 076种HS10位数进口产品的逆供给弹性（ωg）；基于此分析了中国出口产品的结构特征，得到的基本结论为：中国出口产品的供给曲线并不是水平的，中国出口的高增长主要由富有供给弹性的出口商品拉动，这些产品部门的出口额占中国出口总额的比重在持续提高，这意味着，出口供给曲线的倾斜度在持续下降（1990—2005年）。

近年来，随着新贸易理论和企业异质理论研究方法的不断完善，以及微观数据的可获得性增强，贸易产品品种多样化的福利内涵正不断被挖掘（钱学锋等，2010），这也为贸易弹性估计提供了新的视角，本文以新西兰进口市场的微观数据为例，尝试从贸易弹性角度对中国出口产品结构变迁的特征进行了粗略分析。应该说，中国出口产品的市场角色已由“进入者”转变为“在位者”，现阶段中国出口产品的低成本优势已逐步弱化，如何维持一个“市场在位者”的地位，优化出口商品结构，提高出口供给曲线的倾斜度，有效维持中国出口的贸易利得，值得做进一步的研究。

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