要素禀赋差异与中国产品出口的二元边际

彭世广，张 岳

(南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095)

一、引言及文献综述

自加入世界贸易组织(WTO)以来，得益于贸易便利化和贸易自由化带来的诸多福利，中国产品出口额增长迅速。2003至2016年，中国产品出口的年均增长率达11.11%，领先于世界出口增速的两倍多，“中国制造”对全球经济的影响逐步加深。对于中国出口迅速增长的原因，诸多学者已从外部市场、规模经济、比较优势、国际分工等不同角度进行了研究[1]。这些研究多集中于宏观层面，而要对出口迅速扩张的现实进行深入理解，还需详细考量中国出口增长的微观结构[2]。那么，如何从微观层面理解入世后中国产品出口迅速增长的源泉，以为近年来倡导的由“中国制造”转向“中国精造”提供经验证据呢？以Melitz[3]提出的异质性企业贸易模型为代表的新新贸易理论为研究贸易增长的微观结构奠定了理论基础。

根据新新贸易理论的观点，一国的出口变化可以由代表出口专业化的集约边际与代表出口多元化的扩展边际共同决定[3-4]。对于何种边际是贸易变化的主要路径，相关研究根据不同的研究对象和测度方法，得出的结论也不尽相同[5-9]。而在二元边际的影响因素方面，国外学者的研究大多聚焦于经济规模、生产率、贸易成本和贸易开放程度[10-12]。赫克歇尔-俄林模型(H-O Model)证实，要素禀赋和相对生产率的差异共同形成了国家间的比较优势，进而产生国际贸易。因此，在研究国际贸易的起源时，国家要素禀赋依然是不可或缺的影响因素之一[13]。

国内学者对中国出口贸易二元边际的测度及其影响因素的研究起于钱学锋[14]，其结合中国贸易条件指数持续恶化的事实，认为中国出口的增长路径必须尽快由集约边际转向扩展边际。钱学锋和熊平[2]基于Chaney[11]的分析架构，通过Tobit模型计算得出生产率水平、经济规模和贸易成本等因素对贸易边际存在差异化的影响效应。刘慧和綦建红[15]对中国文化产品出口进行二元边际分解，发现2001—2012年中国文化产品出口的增长主要由集约边际拉动。此外，相关学者还利用二元边际分解架构分别研究了中国高新技术产品[16-17]、汽车产品[18]、农产品[19-22]、水产品[23-25]、体育用品[26]以及服务贸易[27]等行业的出口二元边际，均得出有意义的结论。

综上所述，相关学者已对各自领域的贸易二元边际结构及影响因素进行了深入探讨，这为本文的研究提供了扎实的经验基础。由此，为厘清中国入世以来出口贸易快速增长的起源，本文根据2003—2016年全球所有国家HS-6位码微观产品贸易数据，采用Hummels and Klenow[5]提出的二元边际测度法(以下简称H-K测度法)，从产品层面对2003—2016年中国出口的贸易变化进行整体上、分类别、分国家的集约与扩展边际分解，并进一步对集约边际进行价格指数与数量指数分解，以此分析入世以来中国主要产品的出口模式，并基于Kancs[10]的双边贸易影响因素理论模型，研究中国与贸易对象国之间的传统及高级要素禀赋差异对出口二元边际的影响，以期针对性地为中国产品出口的稳定增长提出政策建议。

基于以往研究，本文的主要边际贡献在于：从全产品层面探讨了入世后中国对外出口的二元边际，并揭示了不同经济发展程度地区上的边际特征；将传统及高级要素禀赋差异代理变量加入双边贸易影响因素理论模型，进而分析其对出口二元边际的影响，在中国出口全球价值链攀升的背景下，研究结论具有重要的参考价值和借鉴意义。

二、模型概述与数据来源

(一) H-K测度法

借鉴H-K测度法，中国对外产品出口的双边贸易集约边际定义如下：

(1)

其中，IMjm代表中国对m国产品出口的集约边际，pjmi和qjmi代表中国对m国出口i产品的价格和数量，pkmi和qkmi代表世界对m国出口i产品的价格和数量，Ijm代表中国对m国出口所有产品的集合。

相对应地，扩展边际定义如下：

(2)

其中，I代表世界对m国出口所有产品的集合，即全集。将集约边际进一步分解成价格指数与数量指数：

IMjm=PjmQjm

(3)

其中，Pjm代表价格指数，Qjm代表数量指数。价格指数的定义如下：

(4)

i产品权重wjmi的定义见Hummels and Klenow[5]。在全集下，中国对m国产品出口占世界出口的份额可以表示如下：

Rjm=IMjmEMjm=(PjmQjm)EMjm

(5)

参考Hummels and Klenow[5]的权重加总方法，可对中国产品出口所有贸易对象的二元边际、数量指数及价格指数按照一定权重进行加权汇总。

数据方面，2003—2016年全球各国产品出口的HS-6位码微观贸易数据来自CEPII-BACI 02数据库，共计5219种不同的HS-6位码产品，交易记录共计101026277条。

(二) 禀赋差异影响的理论与计量模型

1. 理论模型

Kancs[10]放松了Melitz[3]模型假定企业的准入成本在国内与国外市场存在差异的假设，推导出如下双边贸易的影响因素理论模型:

(6)

2. 计量模型

根据Kancs[10]的理论模型，本文结合实际情况构建如下要素禀赋差异对二元边际的影响效应计量模型。

+β8shockt+εmt

(7)

其中，Xmt代表中国在t年对贸易国m产品出口的扩展边际或集约边际，均以对数形式代入因变量，β为待估参数，εmt为误差项，各解释变量定义如下：

(1)核心解释变量。考虑三大传统生产要素——土地(T)、资本(K)与劳动(L)，以及高级生产要素——人力资本(HC)，本文构建两大传统要素禀赋差异指标及一个高级要素禀赋差异指标。

劳均资本存量差异(DIFFK/L)。以中国与贸易对象国当期资本存量与劳动力比值的对数差值的绝对值表示，其计算公式为DIFFK/L=|ln(K/L)j-ln(K/L)m|，各国当期资本存量与劳动力数据均来自Penn World Trade(9.1)数据库。由于贸易双方的传统要素禀赋差异越大，其在国际上具有出口比较优势的产品差异化程度也就越高，从而可能增加双边贸易产品出口的种类和数量，而双边贸易产品出口的集约边际可能更多地受到来自贸易成本和贸易政策的制约，传统要素禀赋差异带来的影响效应则具有不确定性。因此，本文预期劳均资本存量差异对出口扩展边际的影响为正，但对集约边际的影响不确定。

劳均土地资源差异(DIFFT/L)。参考Regolo[13]的研究，劳均土地资源差异可以用人均可耕地面积差异来衡量，其计算公式为DIFFT/L=|ln(T/L)j-ln(T/L)m|，数据来自世界银行数据库，预期对出口扩展边际的影响为正，但对集约边际的影响不确定。

人力资本差异(DIFFHC)。随着经济全球化的不断深化，核心要素资源的内涵早已超出传统的概念范畴。目前，人力资本、管理模式、技术资源和市场发现能力等均属于高级要素资源，其对贸易产生的影响比传统生产要素更为关键。考虑实际情况，本文以人力资本差异作为高级要素禀赋差异的衡量指标，以中国与贸易对象国当期人力资本指数差值的绝对值表示，其计算公式为DIFFHC=|(HC)j-(HC)m|，各国当期人力资本指数数据来自Penn World Trade(9.1)数据库。由于人力资本差异属于高级要素禀赋差异，且在144个具有人力资本指数数据的国家中，中国的人力资本水平居于中下游，故人力资本差异对二元边际的影响具有不确定性，这也正是本文所要关心的。

(2) 控制变量。参考Kancs[10]的理论模型，根据实际情况，由于生产率和可变贸易成本分别与劳均资本存量、多边贸易阻力存在较强的共线性问题，在此不加入生产率和可变贸易成本两个因素，加入控制变量如下。

经济规模差异(DIFFgdp)。以中国与贸易对象国当期国内生产总值(GDP)对数差值的绝对值表示，其计算公式为DIFFgdp=|ln(gdp)j-ln(gdp)m|，数据来自世界银行数据库。

固定贸易成本差异(DIFFfree)。参考钱学锋和熊平[2]的研究，固定贸易成本以美国传统基金会每年提供的各国经济自由指数表示(1)经济自由指数由财产权、政府诚信、司法效率、课税负担、政府支出、财政状况、商业自由、劳动自由、货币自由、贸易自由、投资自由和财政自由等12个指标汇总而来。，则固定贸易成本差异的计算公式为DIFFfree=|ln(free)j-ln(free)m|。

是否签订自由贸易协定(fta)。设定为二元变量，若中国与贸易国在某年签订自由贸易协定，则在当年及以后年份取值为1，否则为0，数据来自自由贸易区服务网。

外部冲击(shock)。设定为二元变量，由于2008年全球发生大规模的金融危机，若贸易年份在2008年，则取值为1，否则为0。

表1 2003—2016年中国产品出口的二元边际

资料来源：根据CEPII-BACI 02数据库计算获得。

三、实证分析

(一) 边际分解

1. 多边层次

首先，从整体上测算入世以来中国产品出口的二元边际结构。结果显示，无论是总体份额、集约边际，还是扩展边际，均表现出一定程度的上升，但变化趋势有所差异。总体份额方面，大体呈现出逐年递增的态势，由2003年的0.082上升至2016年的0.161，年均增长率达5.30%，说明在贸易对象国市场上，中国出口产品的市场份额扩张迅速，“中国制造”的影响逐渐加深；集约边际方面，同样表现出大体逐年递增的趋势，由2003年的0.101上升至2016年的0.183，年均增长率为4.68%，说明入世后中国产品出口专业化程度的加深较为迅速，将出口集约边际进一步细分为价格指数与数量指数，可以发现，数量指数变动趋势与集约边际大体一致，由2003年的0.121上升至2016年的0.202，年均增长率为4.01%，而价格指数则呈现出波动中小幅上升状态，由2003年的0.836上升至2016年的0.908，年均增长率为0.65%；扩展边际方面，2003年，中国产品出口的扩展边际已达0.813，覆盖了全球绝大部分出口产品种类，由于基数较大，呈现出波动中小幅上升的趋势，年均增长率为0.60%。特别地，以2013年为分界点，2003—2013年，扩展边际波动较大，年均增长率仅为0.04%。随着“一带一路”倡议的提出，2013—2016年，扩展边际有较大幅度提升，年均增长率达2.46%，说明“一带一路”倡议对中国产品出口多元化程度的促进作用明显。

进一步采用对数差分法计算集约边际、扩展边际对总体份额增长的贡献率可以发现，2003—2016年，集约边际对总体份额增长的贡献率达88.50%，说明入世后中国产品的对外出口主要沿着集约边际增加，而数量指数的增加又是集约边际增长的主要路径，其贡献率达85.93%。2013—2016年，中国产品出口的快速增长由集约边际和扩展边际共同拉动，贡献率分别为56.20%、43.80%，集约边际的增长也由数量指数与价格指数共同拉动，贡献率分别为57.18%、42.82%。根据Hummels and Klenow[5]对产品质量的定义(3)Hummels and Klenow[5]认为,若出口产品在某段时期内表现出价格和数量边际的共同增长，则该产品质量较高。，说明“一带一路”倡议的提出促进了中国产品出口模式的多元化，提升了产品品质，推动了“中国制造”向“中国精造”的转变。

综合各国际分类标准(4)联合国开发计划署确立的人类发展指数(HDI VH)，世界银行发布的高收入经济体(WB HIE)，国际货币基金组织认证的发达经济体(IMF AE)，中央情报局在《世界概况》中分类的发达经济体(CIA AE)。，将入世以来中国产品对外出口所有贸易对象国划分为发达经济体(5)欧洲：英国、爱尔兰、法国、荷兰、比利时、卢森堡、德国、奥地利、瑞士、挪威、冰岛、丹麦、瑞典、芬兰、意大利、西班牙、葡萄牙、希腊、斯洛文尼亚、捷克、斯洛伐克、马耳他、塞浦路斯；北美洲：美国、加拿大；大洋洲：澳大利亚、新西兰；亚洲：日本、韩国、新加坡、以色列。和发展中经济体两大类，以分析中国对不同发展程度的国家群体产品出口的边际结构。结果表明，在发达经济体市场上，2003—2016年，中国对其产品出口的总体份额与集约边际变化趋势大体相同，总体呈现出逐年递增的态势，年均增长率分别为4.77%、4.22%；数量指数与集约边际变化趋势大体相同，年均增长率为3.62%，而价格指数呈现出波动中小幅上升的态势，年均增长率为0.58%；扩展边际方面，明显地以2013年为分界点，2003—2013年，扩展边际值先上升后下降，保持总体不变，2013年后开始迅速上升，年均增长率达2.28%。在发展中经济体市场上，2003—2016年，中国对其产品出口的总体份额与集约边际变化趋势也大体一致，总体呈现出逐年递增的态势，年均增长率分别为5.10%、4.14%；数量指数呈现出波动上升，年均增长率为3.45%，而价格指数波动较大，年均增长率为0.67%；扩展边际方面，同样地以2013年为分界点，2003—2013年，扩展边际值先上升后下降，年均增长率0.39%，2013年后开始迅速上升，年均增长率达2.69%。

表2 2003—2016年中国对不同经济体产品出口的二元边际

资料来源：根据CEPII-BACI 02数据库计算获得。

分别计算发达经济体、发展中经济体市场上集约边际、扩展边际对总体份额增长的贡献率可以发现，2003—2016年，中国对发达经济体、发展中经济体出口的增长均主要由集约边际拉动，其贡献率分别为88.61%、81.63%，且数量指数的上升均为两类经济体市场上集约边际增加的主要路径，贡献率均达80%以上。随着“一带一路”倡议的提出，2013—2016年，中国对不同发展程度经济体出口的扩展边际贡献率均有较大幅度提升，其中，对发达经济体出口的增长由扩展边际、集约边际共同拉动，贡献率分别为52.91%、47.09%。同时，在此期间价格指数对集约边际增长的贡献率达59.25%，对发展中经济体出口的扩展边际贡献率达到了34.91%，对集约边际增长的贡献率为31.46%。

2. 双边层次

在双边层次上，通过筛选入世以来中国产品主要出口对象国，选取美国、日本、德国、韩国、英国、法国、加拿大、荷兰、印度作为分析对象，考察二元边际结构。总体份额方面，2003—2016年，中国对各主要贸易对象国出口的总体份额均表现出上升的趋势，但增长幅度有所差异，具体地，在德国、法国、加拿大、印度市场上，中国产品出口的总体份额表现出迅速增长的势头，年均增长率均大于5%，其余各主要贸易国市场上的总体份额也表现出一定幅度的上升，2013年后，日本、韩国和印度市场上总体份额的增长速度较之前均有较大幅度提升；集约边际方面，印度、韩国市场上的集约边际变化波动较大，各主要贸易国市场上集约边际的变化趋势与总体份额大体一致，具体地，对德国、法国、加拿大、印度产品出口的集约边际年均增长率大于5%，其余贸易国市场上的集约边际也有一定程度上升；价格指数方面，美国、加拿大市场上的价格指数呈波动中小幅下降状态，年均分别减少0.17%、0.25%，日本市场上的价格指数保持波动稳定，其余各主要贸易国市场上的价格指数均为波动上升状态；数量指数方面，变化趋势同集约边际相似，对各主要贸易国出口的数量指数均有一定幅度上升，其中，在印度、加拿大市场上，数量指数的年均增幅超过5%；扩展边际方面，除对印度产品出口的扩展边际波动较大外，其余贸易国市场上扩展边际的变化趋势保持波动中总体稳定，具体地，仅对法国、荷兰产品出口的扩展边际年均增长率大于1%，且对日本、印度出口的扩展边际表现出小幅下降的趋势，年均分别下降0.20%、0.57%。

进一步计算各主要贸易国市场上集约边际、扩展边际对总体份额增长的贡献率可以发现，2003—2016年，中国对各主要贸易对象国出口的增长均主要由集约边际拉动，且各主要贸易国市场上的集约边际均主要沿着数量指数增加。特别地，2013—2016年，中国对韩国、加拿大、荷兰产品的出口均主要沿着扩展边际增长，对德国、法国的出口增长由集约边际和扩展边际共同拉动，且在德国、韩国、英国、法国市场上，集约边际在此期间均主要沿着价格指数增加，说明“一带一路”倡议对中国对外产品出口的多样性提升作用明显。

(二) 禀赋差异的影响效应分析

数据方面，删除存在变量缺失值的样本，总回归样本为1472个，所选变量的统计性描述如表3所示。首先运用方差膨胀因子(VIF)对自变量之间是否存在多重共线性进行检验，结果表明，各自变量VIF值均不超过2，可以认为各自变量之间不存在共线性问题；其次，根据实际情况，对集约边际、扩展边际、价格指数和数量指数的影响效应模型分别进行F检验、Hausman检验和LM检验，结果表明，各模型均选择带国家固定效应的OLS回归方法；最后，为了解决可能存在的异方差问题，本文报告了经修正的稳健标准误。

表3 变量统计性描述

表4第(1)～(3)列为传统要素禀赋差异对中国产品出口扩展边际影响的回归结果。从(1)列中可以看出，劳均资本存量差异对出口扩展边际具有显著的促进作用，具体来说，与贸易国之间劳均资本存量差异每增加1%，则中国对其产品出口的扩展边际增加0.05%；从(2)列中可以看出，劳均土地资源差异对出口扩展边际同样具有显著的促进作用，具体来说，与贸易国之间劳均土地资源差异每增加1%，则中国对其产品出口的扩展边际增加0.05%；从(3)列中可以看出，将劳均资本存量差异、劳均土地资源差异同时加入回归模型，回归结果将更加支持要素禀赋差异促进了产品出口扩展边际的推测。综上，中国与贸易对象国之间要素禀赋差异的增加提升了中国对其产品出口的种类数量。再从各控制变量的回归系数可以发现，经济规模差异、多边贸易阻力、是否签订自由贸易协定、外部冲击4个变量对出口扩展边际均具有显著的正向作用，固定贸易成本差异的影响不显著。

表4 传统要素禀赋差异对二元边际的影响效应回归结果

表4第(4)～(6)列为传统要素禀赋差异对中国产品出口集约边际影响的回归结果。从(4)列中可以看出，劳均资本存量差异对出口集约边际的影响系数为正，但并不在统计上显著；从(5)列中可以

表5 传统要素禀赋差异对价格指数、数量指数的影响效应回归结果

表6 人力资本差异对二元边际的影响效应回归结果

看出，劳均土地资源差异对出口集约边际具有显著的抑制作用，具体来说，与贸易国之间劳均土地资源差异每增加1%，则中国对其产品出口的集约边际下降0.16%；从(6)列中可以看出，将劳均资本存量差异、劳均土地资源差异同时加入回归模型，劳均资本存量差异的影响系数将变为负数，但仍然在统计上不显著，而劳均土地资源差异产生的抑制作用将加强。综上，中国与贸易对象国之间劳均土地资源差异的增加减少了中国对其产品出口的专业化程度。再从各控制变量的回归系数可以发现，与对扩展边际的回归结果相似，经济规模差异、多边贸易阻力、是否签订自由贸易协定、外部冲击4个变量同样均对出口集约边际具有正向作用，固定贸易成本差异的影响也不显著。

进一步看传统要素禀赋差异对价格指数、数量指数的影响效应回归结果。劳均资本存量差异对价格指数和数量指数均无显著影响，而劳均土地资源差异对价格指数与数量指数均具有显著的负向作用，且对数量指数的影响系数是对价格指数的2倍，说明劳均土地资源差异对出口集约边际的抑制作用是通过同时减少价格指数和数量指数实现的，且出口数量指数下降得更快。控制变量方面，经济规模差异、是否签订自由贸易协定对价格指数和数量指数均具有显著正影响；固定贸易成本、多边贸易阻力、外部冲击均对出口数量指数产生显著正作用，但对价格指数的影响不显著。

随着经济全球化的不断深化，目前像人力资本等高级要素禀赋对国际贸易产生的影响更为关键。衡量人力资本差异对中国产品出口二元边际的影响效应正是本文所作的主要贡献。

表6显示了人力资本差异对中国产品出口二元边际及价格指数、数量指数影响效应的回归结果。根据表6可知，人力资本差异对中国产品出口的扩展边际、集约边际和数量指数具有显著的负向作用；仅对出口的价格指数具有促进作用。这说明随着中国与贸易国之间人力资本差异的扩大，中国对其出口的总体份额将减少。结合中国人力资本指数处于世界中下游，且主要贸易对象的人力资本指数均高于中国的事实，可能的原因在于随着贸易对象国人力资本的提升，其对进口产品的质量及技术含量的要求更高，而纺织品、服装等低端产业在中国出口产品中一直占有较大比重。因此，中国应该积极加大国内人力资本的开发率，缩小与贸易国之间人力资本的差异，促进出口产品技术升级，提升出口全球价值链地位。

表7 要素禀赋差异影响的PPML回归结果

Santos-sliva and Tenreyro[30]认为PPML估计在变量数值较小的引力模型情况下可以近似替代OLS估计，故本文对原扩展边际、集约边际、价格指数与数量指数数据进行PPML回归作为稳健性检验。结果显示，除对价格指数估计结果的显著性存在差异外，其他模型均与OLS回归估计结果在系数方向和显著性水平上基本一致，验证了估计结果的稳健性。

四、结论与政策建议

为从微观层面厘清入世后中国产品出口迅速增长的起源，本文利用HS-6位码全球微观产品贸易数据，采用H-K测度法先后对2003—2016年中国出口的贸易变化进行整体上、分类别、分国家的集约与扩展边际分解，分析了中国与贸易国之间要素禀赋差异对出口二元边际的影响效应，得出如下主要结论：

边际结构方面，整体上，2003—2016年，中国产品的对外出口主要沿着集约边际增加，而数量指数又是集约边际增长的主要路径。特别地，共建“一带一路”倡议的提出增加了扩展边际与价格指数对出口增长的贡献率，促进了中国产品出口模式的多元化，提升了出口产品品质。在不同发展程度经济体及各主要贸易国市场上，数量主导的集约边际均是中国对其出口增长的主要路径。要素禀赋差异的影响效应方面，劳均资本存量差异和劳均土地资源差异对出口的扩展边际均具有显著的正向影响，而人力资本差异对扩展边际具有显著的负向作用。价格指数受到劳均土地资源差异的显著负向影响，受到人力资本差异的正向影响。集约边际、数量指数均受到劳均土地资源差异和人力资本差异的显著负向影响，而劳均资本存量差异带来的影响并不显著。

基于以上主要研究结论，结合中国产品出口贸易发展的实际情况，为改善贸易环境，提升贸易竞争力，促进中国对外产品出口贸易的持续健康发展，在此提出如下几点政策建议：第一，促进出口模式的多元化。根据研究结论，中国对外产品出口的快速增长主要来源于仅靠数量主导的粗放型增长，长远来看，不利于贸易环境的健康发展。因此，相关企业与政府部门应从提升产品品质出发，通过增加出口产品种类、提升出口产品价格的角度全方位提升中国对外产品出口的增长，实现产业升级，推动“中国制造”转向“中国精造”；第二，改善国内要素资源。随着经济全球化的不断深化，核心要素资源的内涵早已超出传统的概念范畴，目前像人力资本、管理模式、技术资源和市场发现能力等均属高级要素资源之列，其对贸易产生的影响比传统生产要素更为关键。因此，改善高级要素资源，提高企业核心竞争力，同样是维持出口持续健康发展的重要手段；第三，进一步降低贸易阻力。根据贸易阻力对出口的影响，应进一步降低中国产品对外出口的沟通与运输成本，同时积极推动国际区域自由贸易区的建立，消除贸易壁垒，提升贸易便利化。