貿(mào)易效率視角下中國自新興市場國家進口潛力研究
——基于時變SFA 模型的測度

顧學明 任珊珊

一、 引 言

當前, 世界經(jīng)濟進入新舊動能加速轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵期, 各國圍繞利益與規(guī)則的博弈日益激烈, 多邊貿(mào)易體制的發(fā)展舉步維艱。 部分西方國家所推崇的單邊主義以及過度的貿(mào)易保護政策, 使得發(fā)展中國家與新興市場國家處于更為嚴峻和復(fù)雜的國際環(huán)境之中。 然而, 隨著經(jīng)濟全球化的不斷發(fā)展, 各國已成為彼此依存、 相互融合的命運共同體, 開放包容、平等公正的合作關(guān)系是各國實現(xiàn)互利共贏的有效途徑。 近年來, 發(fā)展中國家與新興市場國家的經(jīng)濟規(guī)模不斷壯大, 不僅在國際事務(wù)中發(fā)揮著日益重要的作用, 同時也代表著當前階段全球經(jīng)濟治理改革與國際秩序演變的趨勢所向。 黨的十八大以來, 以習近平同志為核心的黨中央準確把握了新時代中國與世界各國發(fā)展之形勢, 堅定支持中國與新興市場國家的國際發(fā)展合作, 將其作為構(gòu)建新型國際關(guān)系的重要伙伴。 總體來看, 中國同新興市場國家之間的整體關(guān)系基礎(chǔ)堅實, 符合各方共同利益以及當前世界經(jīng)濟發(fā)展新形勢。

自加入WTO 之后, 中國在經(jīng)濟與貿(mào)易領(lǐng)域高速發(fā)展, 已逐漸成為當前世界經(jīng)濟增長的重要引擎之一, 而進口貿(mào)易更是對我國加快推進高水平對外開放有著重要的現(xiàn)實意義。 在當前我國對外貿(mào)易發(fā)展的國內(nèi)外條件均發(fā)生深刻變化的新形勢下, 主動擴大進口是遵循經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的必然選擇, 也是新時代中國發(fā)展的戰(zhàn)略抉擇, 在一定程度上展現(xiàn)出了我國的大國擔當。 具體來看, 進口貿(mào)易不僅彌補了國內(nèi)資源不足, 滿足本國的市場需求與偏好, 同時也通過引入先進的設(shè)備與原材料, 為本國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及優(yōu)化提供了有效服務(wù)。 尤其自2008 年全球金融危機以來, 作為中國主要進口來源地的歐美發(fā)達國家的實體經(jīng)濟受到嚴重沖擊, 其經(jīng)濟增長速度顯著放緩, 而一些新興市場國家的國際影響力卻在逐漸擴大。 根據(jù)海關(guān)總署的統(tǒng)計, 2021 年韓國成為中國第一大進口來源國, 中國自其進口額達到2134.87 億美元, 占中國當年進口總額的7.94%,而巴西、 馬來西亞和越南等國也分別以1100.07 億美元、 983.05 億美元和923.16 億美元的金額排名中國進口來源國的前十位。 在當前全球經(jīng)濟加速恢復(fù)時期, 研究中國自新興市場國家進口貿(mào)易的影響因素與未來潛力, 不僅符合當前我國積極主動擴大進口的戰(zhàn)略方向, 還有利于減少對發(fā)達國家的進口依賴性, 促進部分勞動密集型產(chǎn)業(yè)的跨境轉(zhuǎn)移, 以實現(xiàn)中國對外貿(mào)易長久的良性發(fā)展。 為此, 本文選擇代表性較強的18 個新興市場國家(除中國外, 還包括印度、 韓國、 柬埔寨、 印度尼西亞、 馬來西亞、菲律賓、 新加坡、 泰國、 緬甸、 越南、 老撾、 土耳其、 墨西哥、 巴西、 阿根廷、 波蘭和南非)為研究對象, 著重探析2006—2021 年間中國自其進口貿(mào)易的變化趨勢及貿(mào)易潛力。

圖1 刻畫了2006—2021 年間中國自17 個新興市場國家進口額及其增速情況。 總體來看, 中國自新興市場國家進口貿(mào)易額總體呈現(xiàn)波動性增長態(tài)勢,由2006 年的2140.48 億美元增長至2021 年的8142.32 億美元, 占中國進口總額的比重從27.03%提升至30.34%, 年均進口增長率為10.30%。 其中, 韓國是中國累計進口額最高的國家, 16 年間中國自其進口貿(mào)易總額高達25269.18 億美元, 在中國自新興市場國家進口總額中的占比達到33.12%。 而其間進口增長率最高的國家是緬甸, 在樣本年份里中國自緬甸進口貿(mào)易規(guī)模擴大了33 倍, 其平均年增長率高達33.17%。 2010 年, 中國自新興市場國家進口貿(mào)易扭轉(zhuǎn)持續(xù)負增長的局面, 進口增長率迅速提高至41.89%, 可見在2008 年全球金融危機以后,中國開始改變長期以來對歐美發(fā)達國家進口的依賴,轉(zhuǎn)而發(fā)展與新興市場國家之間的進口貿(mào)易。 2020年, 中國自新興市場國家進口增長率在經(jīng)歷了連續(xù)幾年的波動以后, 再次出現(xiàn)顯著正增長, 同比增長率為3.86%, 2021 年這一數(shù)值更是高達28.83%。顯然, 在當前階段, 中國與新興市場國家之間的進口貿(mào)易有著更為廣闊的發(fā)展前景。

圖1 2006—2021 年中國自新興市場國家進口額及其增速

二、 文獻綜述

隨著新興市場國家在全球經(jīng)濟與貿(mào)易領(lǐng)域的不斷崛起, 國內(nèi)對中國與其雙邊貿(mào)易方面的研究文獻也逐漸增多。 其中, 桑百川等(2011)通過對貿(mào)易競爭性與互補性層面進行分析以后指出, 我國與墨西哥、 菲律賓、 俄羅斯、 越南、 巴西等新興市場國家之間均有著較大的出口與進口潛力, 認為想要優(yōu)化與新興經(jīng)濟體之間的貿(mào)易結(jié)構(gòu), 除了提升本土中小企業(yè)的加工制造能力以外, 還須進一步加大對新興市場國家市場的開拓, 尤其是進口市場, 以平衡其長期以來的貿(mào)易順差現(xiàn)狀。 李計廣等(2014)選取E11 經(jīng)濟體作為新興市場國家的代表, 運用基本貿(mào)易引力模型測算了中國自其進口貿(mào)易的影響因素,分析發(fā)現(xiàn)中國自南非、 巴西等國家的進口貿(mào)易處于“貿(mào)易過度”的狀態(tài), 而與俄羅斯、 墨西哥等國家的進口貿(mào)易處于嚴重的“貿(mào)易不足”, 同時作者指出當前中國自新興市場國家進口的商品結(jié)構(gòu)較為單一,需要以進口帶動出口, 豐富進口商品種類, 并加快與新興市場國家建立自由貿(mào)易區(qū), 以降低雙方之間的貿(mào)易成本。 耿曄強(2014)基于擴展的貿(mào)易引力模型, 從總產(chǎn)品、 初級產(chǎn)品、 工業(yè)制成品三個層次研究了中國與新興市場國家進出口貿(mào)易的影響因素及貿(mào)易潛力, 結(jié)果顯示: 經(jīng)濟規(guī)模、 人口規(guī)模以及經(jīng)濟距離均會顯著影響雙邊貿(mào)易的發(fā)展; 而在國別方面, 中國與俄羅斯、 東歐等經(jīng)濟體的雙邊貿(mào)易呈現(xiàn)出“貿(mào)易不足”, 對其他金磚國家以及馬來西亞等一些東盟國家的進出口貿(mào)易則表現(xiàn)為“貿(mào)易過度”的狀態(tài)。 楊奎等(2017)基于產(chǎn)業(yè)層次視角, 研究了中國與新興市場國家總體以及分三次產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易的影響因素, 結(jié)果表明各解釋變量對不同層次產(chǎn)業(yè)的出口影響程度存在顯著差異, 認為中國當前須進一步加強與新興市場國家的區(qū)域貿(mào)易合作, 優(yōu)化本土產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu), 促進企業(yè)的價值鏈延伸, 并根據(jù)不同層次的產(chǎn)業(yè)制定更具可操作性的貿(mào)易政策。

此外, 關(guān)于如何將隨機前沿領(lǐng)域分析方法有效引入貿(mào)易效率及潛力的研究當中, 學術(shù)界也進行了豐富的探索。 例如, 譚秀杰等(2015)基于出口角度構(gòu)建隨機前沿引力模型, 用來測算中國與“海上絲綢之路”沿線國家之間出口貿(mào)易潛力的大小, 并提出應(yīng)加快與其自由貿(mào)易區(qū)的談判, 降低關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘, 加強海運與交通基礎(chǔ)設(shè)施, 以此提高雙方之間的出口貿(mào)易效率。 蔡玲等(2017)著重研究了中國對TPP 協(xié)議國家出口貿(mào)易效率及潛力, 結(jié)果表明, 經(jīng)濟自由度、 自貿(mào)協(xié)定、 海運及交通設(shè)施會顯著促進中國對TPP 協(xié)議國家的出口, 而進口清關(guān)時間則會大大降低雙方貿(mào)易便利化水平, 并且從貿(mào)易自由化、 國際經(jīng)濟體系重構(gòu)和“一帶一路”時代契機等方面為中國對TPP 協(xié)議國家出口貿(mào)易提出相應(yīng)的政策建議。 周曙東等(2018)對中國與RCEP 成員國之間的出口貿(mào)易效率影響因素進行了隨機前沿實證分析, 結(jié)果表明, 中國同越南、 緬甸和新西蘭等國之間有著較高的出口效率, 而與日本、 馬來西亞和韓國之間的出口效率較低, 認為中國需要在進口清關(guān)時間、 政府效率以及貿(mào)易運輸設(shè)施等方面進一步提高與RCEP 貿(mào)易伙伴國之間的貿(mào)易便利化程度。趙德海等(2020)運用隨機前沿分析方法分析了中國自“一帶一路”沿線64 個國家進口貿(mào)易效率及其發(fā)展?jié)摿? 指出沿線國家的外商投資額、 經(jīng)濟自由度、航空運輸量以及中國與其自貿(mào)協(xié)定的簽署狀況等進口非效率項因素均會在不同程度上對中國自其進口貿(mào)易產(chǎn)生影響, 同時提出我國應(yīng)充分利用各國與各區(qū)域資源, 加緊開拓自“一帶一路”沿線國家進口貿(mào)易的新領(lǐng)域, 以進口帶動對外開放與產(chǎn)業(yè)升級, 進一步激發(fā)我國與其貿(mào)易合作的潛力。

回顧相關(guān)文獻可以發(fā)現(xiàn), 關(guān)于中國與新興市場國家之間的貨物貿(mào)易以及隨機前沿分析方法領(lǐng)域的成果較為豐富, 為本研究奠定了借鑒學習的基礎(chǔ),但依然存在以下不足: (1)與新興市場國家之間的貿(mào)易研究多側(cè)重于貿(mào)易結(jié)構(gòu)或產(chǎn)業(yè)角度的測度, 且定量分析大多停留于基本的貿(mào)易引力模型, 缺少對雙邊貿(mào)易非效率項及其影響因素的考量, 可能會導致相應(yīng)的政策建議不具有針對性且較難實施;(2)隨機前沿分析的相關(guān)研究大多數(shù)集中于我國對其他國家的出口貿(mào)易, 單獨分析整體進口貿(mào)易及其發(fā)展?jié)摿Φ某晒^少; (3)國內(nèi)學者目前并沒有將隨機前沿引力分析方法納入中國與新興市場國家的進口貿(mào)易研究當中, 但考慮到新興市場國家在世界經(jīng)濟格局中占據(jù)著日益重要的地位, 以及我國當前積極主動擴大進口的戰(zhàn)略抉擇, 研究中國與其在進口貿(mào)易領(lǐng)域的格局與未來發(fā)展形勢有著十分重要的現(xiàn)實意義。 因此, 本文基于進口貿(mào)易效率的視角,通過構(gòu)建時變隨機前沿引力模型和進口非效率模型對中國自新興市場國家的進口貿(mào)易影響因素、 發(fā)展?jié)摿捌鋽U展空間進行估計與測算, 并基于實證結(jié)果提出相應(yīng)的政策建議。

三、 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

(一)理論模型

隨機前沿分析方法(SFA)最初由Meeusen 和Aigner 等人提出, 是一種較為典型的參數(shù)估計方法,主要用于測度生產(chǎn)過程所存在的技術(shù)效率問題。 該分析方法將隨機擾動項分解為隨機誤差項ν 和技術(shù)非效率項μ, 這種分解可以有效避免將所有與前沿面上的偏離都計入技術(shù)非效率項。 因此, 在研究與新興市場國家之間的貿(mào)易效率時, SFA 分析方法可以有效解決國家間異質(zhì)性層面的問題。 Tinbergen(1962)等最早將引力模型納入國際貿(mào)易研究的范疇, 并指出兩國的雙邊貿(mào)易規(guī)模與其經(jīng)濟總量成正比, 而和兩國之間的距離成反比。 而后, Battese 和Coelli(1992)將隨機前沿分析方法有效引入貿(mào)易引力模型之中, 進而探析影響貿(mào)易的具體因素, 并估算出貿(mào)易效率及潛力問題。 基于此, 隨機前沿引力模型的表達式為:

上式中Yijt表示t時期i國對j國的實際貿(mào)易額,Xijt為影響實際貿(mào)易額的核心因素,β是參數(shù),νijt和μijt分別為模型的隨機誤差項與貿(mào)易非效率項, 二者互相獨立, 且νijt～N(0,σ2),μijt服從截尾正態(tài)分布。

對(1)式兩邊取對數(shù), 有:

當μijt=0 時, 說明模型中不存在貿(mào)易非效率項,可以認為貿(mào)易不存在摩擦, 即i國對j國的貿(mào)易達到了最優(yōu)水平。 在最優(yōu)水平面上, 模型有如下表達式:

上式的即為貿(mào)易潛力, 表示t時期無貿(mào)易阻力下i國對j國的最優(yōu)貿(mào)易額。 基于(3)式, 當兩國之間的實際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力二者之間出現(xiàn)差距時,貿(mào)易效率的測算公式如下:

當μijt=0 時, 不存在貿(mào)易無效率,i國與j國之間的貿(mào)易水平達到了最優(yōu)狀態(tài); 而當μijt＞0 時, 兩國之間存在影響貿(mào)易效率的因素。 其中,TEijt的取值范圍為[0, 1]。

值得注意的是, 早期的隨機前沿引力分析的假設(shè)條件之一是貿(mào)易非效率項μijt不隨時間的推移發(fā)生變化, 而Battese 和Coelli(1995)在引入平衡面板數(shù)據(jù)后認為, 在時間維度較長的情況下該假定是不成立的, 由此提出了該模型的時變形式:

上式中T表示時間維度,η是待估參數(shù), 且μijt服從截尾正態(tài)分布。 當η=0 時, 該時變模型即轉(zhuǎn)換為時不變形式, 貿(mào)易非效率項不受時間影響; 而當η＞0 或η＜0 時, 則分別代表貿(mào)易非效率項隨時間遞減和遞增的情形。

在通過(4)式測算出貿(mào)易效率值以后, 還需進一步分析影響貿(mào)易非效率的因素。 本文根據(jù)Battese等人提出的“一步法”, 即將影響貿(mào)易非效率項的因素納入隨機前沿引力模型中同時進行回歸, 有效避免了遺漏變量以及同分布假設(shè)前后矛盾的缺陷。 貿(mào)易非效率項有如下表達式:

其中,Zijt代表影響貿(mào)易非效率的因素,δ為待估參數(shù),εijt是隨機擾動項。 將(6)式代入(2)式, 可以得到“一步法”下帶非效率項的回歸方程式:

(二)經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷臉?gòu)建

前文提到, 傳統(tǒng)引力模型認為兩國貿(mào)易的影響因素為經(jīng)濟規(guī)模與地理距離, 而這些因素在短中期內(nèi)是不會改變的。 在傳統(tǒng)引力模型的發(fā)展過程中,Linnemann(1966)在引力模型中引入了人口變量這一相關(guān)指標, 認為兩國人口總量決定雙邊貿(mào)易市場,從而對兩國之間的貿(mào)易規(guī)模有著正向影響。 而后,Bergstrand(1989)又將貿(mào)易國是否具有共同語言這一因素納入研究范圍, 認為雙方具有共同語言則更可以實現(xiàn)貿(mào)易的有效溝通, 提高雙方的貿(mào)易效率。Armstrong(2007)將中短期內(nèi)不變的因素歸為自然因素, 還包括貿(mào)易國是否為內(nèi)陸國以及是否具有共同邊界等, 同時將短期內(nèi)可能會發(fā)生改變的非自然因素歸為人為因素, 如基礎(chǔ)設(shè)施、 制度環(huán)境以及自貿(mào)協(xié)定的簽署與否等, 并將其納入貿(mào)易非效率的分析當中。 根據(jù)既有理論, 本文構(gòu)建的隨機前沿引力模型基本形式如下:

上式中,β為待估參數(shù),i代表中國,j代表其余的17 個新興市場國家, 被解釋變量lnIMPijt則表示t時期中國從j國實際進口額。 同(1)式的設(shè)定,νijt和μijt分別為該經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷碾S機誤差項與進口非效率項。

同時, 本文根據(jù)影響貿(mào)易非效率項的人為因素選取了8 個關(guān)鍵指標, 參照“一步法”構(gòu)建的貿(mào)易非效率模型方程如下:

上式中,α為待估參數(shù), 回歸方程(8)與(9)中各主要解釋變量的經(jīng)濟含義詳見表1。

表1 各變量含義、 預(yù)期符號及理論解釋

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選取包括中國在內(nèi)的18 個新興市場國家的面板數(shù)據(jù), 樣本年份為2006—2021 年。 其中, 各國的進口數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫, 采用SITC Rev.2 分類, GDP 與POP 數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫, 且GDP 采用2015 年美元計價以剔除通貨膨脹的影響, DIS、 LANG 和BOR 數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。 在非效率模型中, TAF 數(shù)據(jù)來源于WITS數(shù)據(jù)庫, LSCI 數(shù)據(jù)來源于UNCTAD STAT 數(shù)據(jù)庫,GI、 GS 以及MF、 TF、 FF 數(shù)據(jù)整理自美國傳統(tǒng)基金會, FTA 為本模型中的虛擬變量, 數(shù)據(jù)來源于中國商務(wù)部官方網(wǎng)站。 計量軟件采用frontier 4.1 以及stata 16.0。 各主要變量的描述性統(tǒng)計詳見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、 實證分析

(一)適用性檢驗

隨機前沿引力模型對假設(shè)條件的要求較為嚴格,為了驗證本文所設(shè)定的經(jīng)驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂羞m用性,首先從是否存在進口非效率, 以及進口貿(mào)易效率是否隨時間變化兩個層面, 對約束模型和非約束模型進行極大似然比檢驗。 從表3 的檢驗結(jié)果可以看出,在卡方分布1%的顯著性水平下, 不存在進口非效率和進口貿(mào)易效率不隨時間變化這兩個原假設(shè)均被拒絕。 因此, 本文選用時變SFA 模型進行回歸的結(jié)果是有效的。

表3 似然比適用性檢驗結(jié)果

(二)模型回歸結(jié)果分析

1. 時變SFA 模型回歸結(jié)果分析

在對模型進行適用性檢驗后, 本文采用2006—2021 年間中國自新興市場國家進口貿(mào)易面板數(shù)據(jù)進行回歸分析, 結(jié)果如表4 所示。 總體而言, 時不變模型與時變模型中的γ值均通過了1%的顯著性水平檢驗, 且十分接近于1, 表明中國自新興市場國家進口的實際水平與隨機前沿層面的進口額之間存在的差距, 在很大程度上來源于進口非效率項的影響而非外界的隨機沖擊。 同時, 在時變SFA 模型中,η值在1%的水平下顯著為負, 該結(jié)果一方面表明了經(jīng)驗?zāi)Ｐ筒捎脮r變形式的合理性, 另一方面也表明在樣本期間中國自新興市場國家進口的非效率項略有增加, 進口貿(mào)易受到一定程度的阻力, 可見進一步提升中國與新興市場國家之間的進口貿(mào)易合作是尤為必要的。

表4 隨機前沿引力模型估計結(jié)果

從時變SFA 模型回歸結(jié)果來看: (1)中國與新興市場國家的GDP值系數(shù)均在1%的水平下顯著為正, 表明貿(mào)易國雙方的經(jīng)濟規(guī)模對中國進口貿(mào)易均具有明顯的促進作用。 且lnGDPit的系數(shù)比lnGDPjt的系數(shù)更高, 即本國的經(jīng)濟規(guī)模與發(fā)展水平對進口貿(mào)易的拉動效應(yīng)更大。 (2)lnPOPit在1%的水平下顯著, 且系數(shù)為負, 與預(yù)期符號相反, 其原因可能是由于本國人口的擴大會產(chǎn)生更多的本土勞動力資源與國內(nèi)供給, 從而在一定程度上會減少來自新興市場國家的進口需求;lnPOPjt系數(shù)為負且不顯著,這表明新興市場國家的人口規(guī)模并不能顯著影響中國從其進口的數(shù)量。 (3)地理距離lnDISij系數(shù)為-1.79, 在1%的水平下顯著為負, 表明貿(mào)易國之間的地理距離是阻礙中國從新興市場國家進口的重要因素, 雙方距離越遠, 貿(mào)易運輸成本越高, 進口貿(mào)易額也會隨之減少。 但考慮到其系數(shù)較小, 可能是因為隨著各國交通基礎(chǔ)設(shè)施及運輸條件的不斷改善,該變量對進口貿(mào)易的抑制作用在被逐漸削弱。(4)語言變量LANGij的系數(shù)為正且通過了5%的顯著性水平檢驗, 這表明貿(mào)易國雙方語言的通用性會在一定程度上擴大中國從其進口的規(guī)模; 邊界變量BORij的系數(shù)并未通過顯著性檢驗, 表明中國從新興市場國家的進口量大小并不取決于兩國是否為相鄰國家。

考慮到解釋變量的影響在不同國家之間可能存在的異質(zhì)性, 依據(jù)Grenne 在2005 年提出的真實固定效應(yīng)模型(TFE), 即在控制個體和時間固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上對時變SFA 模型進行估計, 得到的回歸結(jié)果詳見表5 所示。 從表中可以看到, Hausman 檢驗顯示“系數(shù)無差異”的原假設(shè)在5%水平下被顯著拒絕, 因此采用固定效應(yīng)模型估計效率更高。 從真實固定效應(yīng)的時變SFA 模型結(jié)果來看, 貿(mào)易國間的地理距離以及是否存在共同語言和邊界等不隨時間變化的因素被顯著估計,這在很大程度上彌補了普通固定效應(yīng)無法估計該類變量的缺陷。 同時, 主要解釋變量的系數(shù)大小、 正負符號及顯著性水平與表4 基本一致, 故而可以認為本文的時變SFA 模型的回歸結(jié)果是有效且穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2. 進口非效率模型回歸結(jié)果分析

表3 的檢驗結(jié)果顯示在時變SFA 模型中進口非效率項是存在的, 因此, 根據(jù)前文“一步法”下的方程式(9)繼續(xù)對影響進口貿(mào)易非效率項的因素進行估計, 估計結(jié)果詳見表6 所示。 從表中可以看到, γ指數(shù)在1%水平下顯著, LR 值為143.65, 且除了廉政指數(shù)GIjt與虛擬變量FTAijt以外, 其余主要非效率項影響因素的估計系數(shù)均十分顯著, 可見進口非效率模型的整體估計效果較好。

表6 進口非效率模型估計結(jié)果

從具體解釋變量的估計結(jié)果來看: (1)關(guān)稅水平TAFijt和班輪運輸指數(shù)LSCIjt反映的是中國與新興市場國家之間的貿(mào)易便利化程度, 二者的系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗。 其中,TAFijt系數(shù)顯著為正, 表明進口關(guān)稅水平是影響中國自新興市場國家進口非效率的顯著因素, 其水平越高, 越阻礙中國的進口;LSCIjt系數(shù)顯著為負, 表明新興市場國家的貿(mào)易設(shè)施及運輸水平越高, 中國自其進口的非效率越低, 即越有助于提高中國自其進口的效率,因此中國應(yīng)加強建設(shè)與新興市場國家之間更為安全暢通的貿(mào)易運輸環(huán)境, 從而有效降低雙方間的貿(mào)易成本, 促進貿(mào)易效率的提高。 (2)廉政指數(shù)GIjt與政府支出水平GSjt反映一國政府的政治環(huán)境與貿(mào)易設(shè)施投入水平。 廉政指數(shù)GIjt的系數(shù)并不顯著, 而GSjt的系數(shù)僅在10%的水平下顯著為負, 表明新興市場國家政府對本國貿(mào)易發(fā)展設(shè)施及環(huán)境的投入在一定程度上會提升中國從其進口的貿(mào)易效率。 (3)MFjt、TFjt和FFjt是三個經(jīng)濟自由度的指標, 反映一國本國內(nèi)的經(jīng)濟環(huán)境狀況。 貨幣自由度MFjt和貿(mào)易自由度TFjt分別通過了5%和1%的顯著性水平檢驗, 且其系數(shù)符號與表1 的預(yù)期一致, 這表明新興市場國家高度開放的貨幣自由度和貿(mào)易自由度都會為中國從其進口貿(mào)易帶來正向影響, 且貿(mào)易自由度的提升所帶來的正向影響更為顯著。 金融自由度FFjt的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正, 考慮到在選取的樣本國家中發(fā)達國家占比極少, 其余大多數(shù)國家的金融自由度指數(shù)普遍較低, 金融業(yè)發(fā)展較為滯后, 因此政府會將更多的資源與支出投入到金融領(lǐng)域中,從而在一定程度上抑制了中國自其進口的貿(mào)易效率。(4)FTAijt系數(shù)雖為負但并不顯著, 可能是由于隨著世界經(jīng)濟一體化以及多邊自由貿(mào)易的發(fā)展, 各國紛紛加入不同的自由貿(mào)易區(qū), 產(chǎn)生了一定的貿(mào)易創(chuàng)造和轉(zhuǎn)移效應(yīng), 因此是否與新興市場國家簽署自貿(mào)協(xié)定已不再能顯著影響到中國自其進口貿(mào)易的效率。

(三)進口貿(mào)易效率分析

在估計出進口非效率項的影響因素后, 需要進一步測算出進口貿(mào)易效率值。 根據(jù)frontier 4.1 運行結(jié)果, 本文給出了時變SFA 模型以及“一步法”下中國自新興市場國家進口的平均效率。

如圖2 所示, 樣本期間“一步法”估計出的中國自新興市場國家平均進口貿(mào)易效率值整體高于時變模型, 但各國平均進口貿(mào)易效率的排序二者基本是一致的。 根據(jù)測算結(jié)果, 時變模型與“一步法”下中國自新興市場國家平均進口貿(mào)易效率值分別為0.275 與0.502, 可見中國自新興市場國家的進口貿(mào)易還存在著較大的潛力與擴展空間。 同時, 圖2 的結(jié)果也顯示出進口貿(mào)易效率具有較為明顯的國別差異, 平均進口貿(mào)易效率排名前三的國家為馬來西亞、越南和老撾, 2021 年中國自這三個國家進口貿(mào)易總額占自新興市場國家進口貿(mào)易額的23.72%, 貿(mào)易體量較大; 與之相反, 平均進口貿(mào)易效率最低的三個國家分別為柬埔寨、 土耳其和波蘭, 在2021 年中國自這三國的進口貿(mào)易總額占自新興市場國家進口貿(mào)易總額的比重僅為1.56%, 可見中國與這些國家之間的進口貿(mào)易仍存在一定的人為限制與阻力。 長期以來, 中國自柬埔寨進口貿(mào)易多以勞動和資源密集型產(chǎn)品為主, 進口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一, 產(chǎn)品附加值較低,而土耳其與波蘭由于主要貨幣匯率和大宗商品價格波動加劇以及貿(mào)易保護主義抬頭等原因, 也會為中國自其進口貿(mào)易帶來一定的阻力。 由于時變模型所反映的進口貿(mào)易效率是一個長期動態(tài)的平均值隨時間變化的過程, 因此本文后續(xù)選擇基于“一步法”得到的結(jié)果來分析中國自新興市場國家的進口貿(mào)易效率及潛力。

圖2 中國自新興市場國家平均進口貿(mào)易效率

為了更直觀地觀察中國自新興市場國家進口的不同市場類型, 參考趙金鑫等(2019)根據(jù)出口效率值對中國出口農(nóng)產(chǎn)品市場的分類, 即: 0 ～0.3 為冰山型市場, 0.3～0.6 為發(fā)展型市場, 0.6 ～0.9 為擴張型市場, 0.9 ～1.0 為飽和型市場。 其數(shù)值越大,代表中國與該國家的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易關(guān)系越緊密。結(jié)合各國平均進口貿(mào)易效率值的計算結(jié)果, 本文給出了“一步法”下對新興市場國家的市場類型劃分。從表7 的結(jié)果來看, 中國自新興市場國家進口貿(mào)易暫時不存在飽和型市場, 進口冰山型市場為柬埔寨、土耳其和波蘭, 中國與這三個國家之間存在著巨大的進口貿(mào)易效率提升空間, 而進口擴張型市場有印度、 韓國、 馬來西亞、 新加坡、 越南、 老撾、 巴西和南非, 雖然中國從這些國家的進口規(guī)模較大, 但仍然能夠通過提質(zhì)增效等方法來實現(xiàn)進口貿(mào)易的進一步增長。

表7 中國自新興市場國家平均進口貿(mào)易效率及進口市場分類

圖3 為2006—2021 年間中國自新興市場國家進口貿(mào)易效率的變化趨勢, 其取值范圍介于0 到1 之間, 數(shù)值越接近于1 表明中國自其進口貿(mào)易效率越高。 總體來看, 中國自新興市場國家的進口貿(mào)易效率在樣本期間呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長的趨勢。 其中, 與韓國、 巴西、 南非、 印度和東盟之間的進口貿(mào)易效率在樣本期間表現(xiàn)出較高水平, 而與墨西哥、 土耳其和波蘭三個國家之間的進口貿(mào)易效率水平較低。 值得注意的是, 中國自大多數(shù)新興市場國家的進口貿(mào)易效率在2009 年出現(xiàn)了顯著下滑, 隨后又開始逐步回升, 其原因可能是2008 年全球金融危機所導致的貨幣貶值。根據(jù)前文的分析, 貨幣自由度是影響進口貿(mào)易效率的一個顯著因素, 由此可以解釋各國在2009 年所出現(xiàn)的下降趨勢。 除此以外, 在樣本期間使得中國出現(xiàn)進口貿(mào)易效率明顯下滑的國家有印度和阿根廷, 這可能是由于中印兩國長期存在的地緣政治因素會在一定程度上影響兩國的經(jīng)貿(mào)關(guān)系, 而阿根廷國內(nèi)較為嚴重的通貨膨脹以及長期以來對中國出口農(nóng)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)單一也是導致中國自其進口貿(mào)易效率降低的主要因素。

圖3 2006—2021 年中國自新興市場國家進口貿(mào)易效率的變化趨勢

(四)進口潛力及擴展空間測算

貿(mào)易潛力是指不存在貿(mào)易摩擦的理想化狀態(tài)下貿(mào)易雙方所能實現(xiàn)的最優(yōu)貿(mào)易額, 由前文分析, 進口貿(mào)易潛力是實際進口額與進口貿(mào)易效率之間的比值。 考慮到進口潛力數(shù)值受到中國自不同國家實際進口額的影響, 其衡量并不十分準確, 本文引入了擴展空間這一相對值的概念來分析進口貿(mào)易潛力的實際增長比例, 其計算公式為: 擴展空間=(進口潛力/實際進口額-1)×100%。

表8 分別給出了2006 年、 2011 年、 2016 年和2021年中國自新興市場國家進口的貿(mào)易潛力與擴展空間。

表8 2006、 2011、 2016 和2021 年中國自新興市場國家進口貿(mào)易潛力及擴展空間

從進口貿(mào)易潛力來看, 樣本期間中國自新興市場國家進口的貿(mào)易潛力基本呈現(xiàn)出不斷上升的態(tài)勢,在2021 年排名位于前三的國家中, 中國自韓國進口貿(mào)易潛力以2698.54 億美元排名第一, 巴西和印度尼西亞分別以1515.74 億美元和1340.82 億美元排第二和第三, 這與2021 年中國自新興市場國家進口貿(mào)易額排名相一致。 從進口貿(mào)易擴展空間來看,2021 年排名前三的貿(mào)易伙伴國分別為柬埔寨、 波蘭和阿根廷, 結(jié)合表7 的進口市場分類, 柬埔寨和波蘭為冰山型市場, 而阿根廷為發(fā)展型市場。 足以見得, 盡管中國與上述國家之間的進口貿(mào)易效率與潛力數(shù)值較低, 但依然具有很大的進口貿(mào)易擴展空間。 其中, 自柬埔寨的進口貿(mào)易潛力和擴展空間分別達到了216.03 億美元和9.28 倍, 柬埔寨作為我國“一帶一路”沿線國家和RCEP 重要成員國之一, 兩國應(yīng)共同推動雙邊貿(mào)易邁向更高水平的發(fā)展。

五、 結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

本文通過構(gòu)建時變SFA 模型和進口非效率模型對2006—2021 年間中國自新興市場國家進口貿(mào)易影響因素、 進口貿(mào)易效率以及未來潛力進行測算, 模型整體回歸結(jié)果較好, 實證分析得出以下三個主要結(jié)論:

第一, 中國與新興市場國家的經(jīng)濟規(guī)模以及雙方具有共同語言會對中國自其進口貿(mào)易具有顯著正向影響, 而本國人口數(shù)量和雙方之間的地理距離對中國進口貿(mào)易有顯著負向影響。 此外, 新興市場國家的人口規(guī)模對我國自其進口貿(mào)易的影響是負向的但并不顯著,說明中國自新興市場國家進口數(shù)量并不十分依賴于對方市場規(guī)模的大小, 共同邊界對中國進口貿(mào)易的影響系數(shù)同樣為負且不顯著, 這說明即使是相鄰國家, 也不一定具有更大的對華出口市場。

第二, 班輪運輸指數(shù)、 政府支出指數(shù)、 貨幣自由度與貿(mào)易自由度對進口非效率項的影響是顯著為負的, 即新興市場國家完善的貿(mào)易運輸設(shè)施、 較高的政府支出水平以及發(fā)達的貨幣與貿(mào)易自由度水平都會顯著提高中國自其進口貿(mào)易效率; 而進口關(guān)稅水平和金融自由度則對進口非效率項有著顯著正向影響。 同時, 新興市場國家的廉政指數(shù)對中國自其進口非效率項的影響為正但不顯著, 而自貿(mào)協(xié)定的簽署對進口非效率項的影響為負且不顯著, 這表明中國自新興市場國家的進口貿(mào)易并不顯著依賴于對方國內(nèi)的政治環(huán)境水平以及是否與我國建立自由貿(mào)易區(qū)。

第三, 中國自新興市場國家進口平均效率為0.502, 還存在著很大的提升空間和發(fā)展?jié)摿? 且進口貿(mào)易效率在不同國別之間呈現(xiàn)出較大的差異性。 按平均效率的進口市場劃分, 目前我國與新興市場國家之間的進口冰山型市場為柬埔寨、 土耳其、 波蘭, 而進口擴張型市場有印度、 韓國、 馬來西亞、 新加坡、越南、 老撾、 巴西、 南非。 從進口潛力及擴展空間來看, 2006 年至2021 年間, 中國自新興市場國家的進口貿(mào)易潛力在不斷提升, 與冰山型市場國家之間的進口潛力數(shù)值雖然較小, 但貿(mào)易擴展空間較大, 尤其是柬埔寨, 其擴展空間數(shù)值達到了9.28 倍。

(二)政策建議

第一, 中國需要加強與新興市場國家之間的海陸交通及貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施方面的合作。 “一帶一路”沿線國家大多數(shù)為新興經(jīng)濟體以及發(fā)展中國家, 因此我國可考慮充分利用“一帶一路”倡議所帶來的區(qū)域經(jīng)濟合作新機遇, 適當提高政府在貿(mào)易領(lǐng)域的支出水平, 搭建國際化的進口合作平臺, 進一步完善與新興市場國家之間的貿(mào)易運輸網(wǎng)絡(luò), 為其提供一定的貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)援助。 同時, 應(yīng)加強本國各口岸的物流運輸體系建設(shè), 以降低雙邊貿(mào)易成本, 提高進口貿(mào)易的便利化程度, 積極推動中國與新興市場國家在進口貿(mào)易領(lǐng)域的可持續(xù)發(fā)展。

第二, 重視不同新興市場國家之間所存在的異質(zhì)性。 對進口貿(mào)易效率較低而貿(mào)易擴展空間較大的國家, 例如柬埔寨、 波蘭和阿根廷等, 在通過雙邊貿(mào)易提高其經(jīng)濟發(fā)展水平的基礎(chǔ)上, 重點抓住其比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè), 拓寬與其進口貿(mào)易的合作領(lǐng)域。 而對印度、 馬來西亞和韓國等進口貿(mào)易效率較高但貿(mào)易擴展空間較小的國家, 可考慮利用海運與地理優(yōu)勢,繼續(xù)優(yōu)化自其進口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu), 提高進口產(chǎn)品質(zhì)量,有效提升中國從這些國家進口貿(mào)易的擴展空間。

第三, 降低與新興市場國家之間的關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘。 擴大進口, 實質(zhì)上是需要將國外市場上的優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品與技術(shù)引入國內(nèi), 以促進本土企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。 因此, 在與新興市場國家展開經(jīng)貿(mào)合作時, 可考慮適當降低關(guān)稅水平, 減少非關(guān)稅壁壘, 加快提升進口貿(mào)易通關(guān)的便利化水平, 從而降低進口產(chǎn)品的成本與價格, 并提高國內(nèi)消費者對其產(chǎn)品的市場需求。

第四, 加強與新興市場國家之間的政策溝通與人文交流。 中國與新興市場國家在政治、 經(jīng)濟和文化等方面有較大差異, 且近年來由于貿(mào)易保護主義的抬頭以及地緣政治因素等影響, 更是出現(xiàn)了一定程度的貿(mào)易摩擦。 因此, 我國應(yīng)積極加強與新興市場國家之間的政策溝通, 充分考慮其在經(jīng)貿(mào)合作過程中的利益訴求, 同時增進政府間對話與交流, 在基于雙邊共同利益的基礎(chǔ)上建立深入的長效合作機制。