需求變化下中國進口種類增長福利效應(yīng)測算
——基于替代彈性混合估計方法

陶 宏 展

(東北大學(xué) 工商管理學(xué)院, 遼寧 沈陽 110169)

進口貿(mào)易是中國對外貿(mào)易的重要組成部分,改革開放以來特別是20世紀90年代中期以來,中國全面融入世界貿(mào)易體系,對外開放的深度和廣度不斷拓展,進口貿(mào)易飛速發(fā)展,1996年中國進口總額僅有1 388.3億美元,2019年則達到20 784.1億美元,增長了約14倍,從2009年至今一直是世界第二大進口國,取得了舉世矚目的成績(1)數(shù)據(jù)來自1996—2019年中國統(tǒng)計年鑒。。與此同時,進口產(chǎn)品種類也經(jīng)歷了大幅增長,1996—2019年進口產(chǎn)品種類從68 535種上漲到146 065種,增長了1倍多(2)根據(jù)CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫原始數(shù)據(jù)計算。。另外,隨著近年來全球貿(mào)易環(huán)境逐漸復(fù)雜化和對抗化,中國主動提出擴大進口,更加重視進口在滿足國內(nèi)消費者多樣化偏好、深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、擴大內(nèi)需及改善貿(mào)易失衡等方面的作用,主動擴大進口成為中國對外開放的長期戰(zhàn)略。

進口種類增長是壟斷競爭框架下貿(mào)易利得的重要來源之一,探究進口種類增長引致的福利效應(yīng)一直是各國經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的焦點問題。而傳統(tǒng)估算方法在理論上假設(shè)消費者需求特征不發(fā)生變化,導(dǎo)致實際估算結(jié)果不能反映現(xiàn)實情況。那么,在放松這一假設(shè)后,即需求變化情形下中國進口種類增長引致的貿(mào)易福利效應(yīng)究竟有多大?內(nèi)在機制是什么?消費者從哪些產(chǎn)品和行業(yè)的進口中獲利更多?

為了回答以上問題,借鑒Redding等[1]衡量家庭生活成本指數(shù)變化的精確價格指數(shù)和Soderbery[2]替代彈性混合估計方法,利用1996—2019年CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫中國進口產(chǎn)品數(shù)據(jù),測算了需求變化情形下中國進口種類增長的福利效應(yīng)。與已有文獻相比,本文的邊際貢獻在于:第一,在理論層面推導(dǎo)了忽略需求變化會導(dǎo)致需求沖擊偏差,厘清了需求變化情形下傳統(tǒng)價格指數(shù)導(dǎo)致偏誤的內(nèi)在機制,進一步拓展和完善了需求變化情形下進口種類增長福利效應(yīng)的理論估算模型。第二,利用混合估計方法直接估計了產(chǎn)品內(nèi)種類間替代彈性,克服了標準估計方法可能導(dǎo)致的小樣本偏差和低效性,提高了估計的準確性,并將兩者估計結(jié)果進行了對比研究。第三,在理論模型基礎(chǔ)上估算了1996—2019年中國進口種類增長福利效應(yīng),研究結(jié)論為中國實施擴大進口戰(zhàn)略和構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局提供了重要的經(jīng)驗證據(jù)和政策啟示。

一、 文獻綜述

傳統(tǒng)貿(mào)易理論強調(diào)分工和交換是貿(mào)易福利的來源,認為相對價格的變動會導(dǎo)致貿(mào)易雙方獲益。然而,新貿(mào)易理論指出在壟斷競爭和消費者多樣性偏好假定下,消費可行集的擴大即進口種類增長是國際貿(mào)易福利的重要來源之一[3-4]。相對于理論的豐富成熟,經(jīng)驗上估計進口種類增長的福利效應(yīng)卻發(fā)展相對滯后[5],Feenstra[6]及Broda等[7]在CES框架下提出了允許進口種類調(diào)整的精確價格指數(shù),并給出了產(chǎn)品內(nèi)種類間替代彈性的標準估計方法,構(gòu)建了估算進口種類增長福利效應(yīng)的可行理論框架。自此,國內(nèi)外學(xué)者借鑒這一理論方法測算了不同國家進口種類增長引致的福利效應(yīng)[8-12]。但該傳統(tǒng)估算方法假設(shè)消費者偏好或產(chǎn)品質(zhì)量保持不變,即假設(shè)消費者需求特征不變,可能會導(dǎo)致進口種類增長福利效應(yīng)的估算偏差[13]。

針對傳統(tǒng)估算方法可能導(dǎo)致的估算偏差,后來的學(xué)者分別在理論假設(shè)和估算方法上進行了拓展。隨著產(chǎn)品質(zhì)量成為消費者行為選擇的一個重要維度,產(chǎn)品質(zhì)量變化成為進口貿(mào)易福利效應(yīng)分析中不可或缺的重要部分[14]。質(zhì)量參數(shù)度量方法的改進使納入質(zhì)量變化的福利效應(yīng)研究實現(xiàn)了可能[15]。Sheu[16]基于產(chǎn)品個體特征作為產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量研究了印度打印機行業(yè)帶來的進口種類增長福利效應(yīng),但詳細微觀數(shù)據(jù)的可獲得性限制了此方法的推廣。Benkovskis等[13]則構(gòu)建了一個經(jīng)質(zhì)量調(diào)整的精確價格指數(shù)以考察進口種類增長的福利效應(yīng),認為忽略產(chǎn)品質(zhì)量變化會低估進口種類增長福利效應(yīng)。國內(nèi)研究如陳勇兵等[17]測算了納入產(chǎn)品質(zhì)量變化后中國1995—2011年進口種類增長引致的福利效應(yīng),發(fā)現(xiàn)忽視質(zhì)量變化將導(dǎo)致精確價格指數(shù)被高估19.90%,質(zhì)量提升引致的貿(mào)易福利為2011年GDP的3.68%。張永亮等[18]通過構(gòu)建嵌套Logit模型修正了傳統(tǒng)價格指數(shù),發(fā)現(xiàn)由于質(zhì)量升級獲得的進口種類增長福利相當于2014年GDP的1.24%。

Redding等[1]研究認為消費者需求特征變化不僅包括產(chǎn)品質(zhì)量升級和多樣性偏好,還包括社會發(fā)展趨勢、生活方式改變和產(chǎn)品知識獲取等方面,最終會體現(xiàn)在終期的支出份額中。忽略消費者總體需求特征的變化,一方面導(dǎo)致理論和現(xiàn)實不相符;另一方面會使隨時間變化的需求殘差項進入模型,導(dǎo)致傳統(tǒng)價格指數(shù)的估算出現(xiàn)偏差。放松需求不變假設(shè)后,Redding等[1]在CES模型框架中加入需求參數(shù)并推導(dǎo)了需求變化情形下的產(chǎn)品精確價格指數(shù)以及加總價格指數(shù),隨后證明了傳統(tǒng)價格指數(shù)會導(dǎo)致需求沖擊偏差(taste-shock bias),而精確價格指數(shù)可以使估算結(jié)果更加準確且貼近現(xiàn)實情況。徐小聰?shù)萚19]根據(jù)Redding等[20]提出的包含需求變化的統(tǒng)一價格指數(shù),首次構(gòu)建了需求變化情形下測算進口種類增長福利效應(yīng)的理論模型,并估算了1995—2010年中國及其他9個國家進口種類增長的福利效應(yīng),研究發(fā)現(xiàn)需求變化情形下中國進口種類增長福利效應(yīng)相比需求不變情形增加了0.94%,但并沒有從理論上證明需求變化情形下傳統(tǒng)價格指數(shù)導(dǎo)致的需求沖擊偏差,而且在具體估算過程中,使用Broda等[7]估計的1994—2003年中國HS3位數(shù)替代彈性匹配HS6位數(shù)產(chǎn)品層面進行估計,也可能會導(dǎo)致估算結(jié)果出現(xiàn)偏差。

最后,產(chǎn)品內(nèi)種類間替代彈性(the armington elasticity)一直以來是國際經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域的關(guān)鍵參數(shù)之一,決定了相對需求對相對價格的反應(yīng)力度,對估算進口種類增長福利效應(yīng)至關(guān)重要[21]。其標準估計方法是Feenstra[6]及Broda等[7]在進口需求和出口供給方程基礎(chǔ)上,運用兩階段最小二乘法(2SLS)和格點搜索(grid search)估計的結(jié)構(gòu)性方法。而Soderbery[2]利用蒙特卡羅分析方法證明了兩階段最小二乘法會因為樣本期間較短導(dǎo)致小樣本偏差,格點搜索會因為對離群觀測值的過度加權(quán)而不能很好地識別離群雙曲線導(dǎo)致偏差和低效性。因此,在標準估計方法的基礎(chǔ)上使用混合估計方法,即有限信息極大似然法(LIML)和非線性有限信息極大似然法(NONLIML)相結(jié)合的方法估計替代彈性,利用LIML估計出“可行”彈性值,對“不可行”彈性值使用NONLIML方法進行最優(yōu)化估計,可以克服標準估計方法可能導(dǎo)致的小樣本偏差和低效性,能夠獲得更加準確的彈性值,是標準估計方法的改進[22]。

二、 理論估算模型

借鑒Redding等[1]及徐小聰?shù)萚19]的做法,在CES效用函數(shù)的基礎(chǔ)上推導(dǎo)需求變化情形下的精確價格指數(shù)及加總價格指數(shù)。進一步地,為了更好地說明需求變化情形下進口種類增長引致的價格指數(shù)變化,對精確價格指數(shù)與Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)進行對比,在理論層面推導(dǎo)出需求沖擊偏差,厘清需求變化情形下傳統(tǒng)價格指數(shù)導(dǎo)致偏誤的內(nèi)在機制。最后,得出價格偏誤指數(shù)和進口種類增長福利效應(yīng)的估算及分解公式。

1. 需求變化情形下精確價格指數(shù)

在同位偏好(homothetic preferences)假設(shè)下,CES效用函數(shù)設(shè)定為

(1)

其中,Igt表示t時期進口產(chǎn)品g的進口種類集合;φgvt為t時期產(chǎn)品g種類v的需求參數(shù),且φgvt>0;Cgvt表示t時期產(chǎn)品g種類v的消費數(shù)量;σg為產(chǎn)品g種類間替代彈性,且σg>0。

式(1)所對應(yīng)的單位成本函數(shù)為

(2)

其中,pgvt表示t時期產(chǎn)品g種類v的價格。

對式(2)利用謝波德引理,可得進口產(chǎn)品g種類v的支出份額為

(3)

其中,xgvt為產(chǎn)品g種類v的進口數(shù)量。

由式(4)可以看出,λgt和λg,t-1衡量了新進入種類和退出種類的影響,λgt隨新種類的出現(xiàn)而降低,λg,t-1隨原有種類的消失而增大。

(5)

其中,上標星號代表共有種類的變量值。

由式(2)和式(5),整理可得產(chǎn)品g的Redding-Weinstein精確價格指數(shù)為

根據(jù)式(6),設(shè)共有種類的精確價格指數(shù)對數(shù)形式為

其中,需求參數(shù)標準化形式為

將式(8)代入式(7),整理可得

(9)

將式(9)代入式(6),可得需求變化情形下產(chǎn)品g的Redding-Weinstein精確價格指數(shù)為

(10)

將式(10)的產(chǎn)品價格指數(shù)幾何加總到進口產(chǎn)品總體價格指數(shù),表示為

2. Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)

當不考慮進口種類增長時,在同位CES偏好框架下時,產(chǎn)品g的Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù):

(12)

將式(12)的產(chǎn)品價格指數(shù)幾何加總到進口產(chǎn)品總體價格指數(shù):

3. 需求沖擊偏差

首先,將需求變化情形下共有種類精確價格指數(shù)與Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)進行對比。

結(jié)合式(7)共有種類精確價格指數(shù)對數(shù)形式和式(13)理想對數(shù)化權(quán)重,整理可得

由式(12)可知,式(15)右邊第一項為Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)的對數(shù)形式,可得

其次,考慮加入進口種類調(diào)整項的需求變化情形下精確價格指數(shù)與傳統(tǒng)價格指數(shù)的對比,利用式(16)、式(10)及式(12),可得

4. 價格偏誤指數(shù)和福利效應(yīng)公式

為了估算進口種類增長福利效應(yīng),還需要將進口產(chǎn)品總體價格指數(shù)加總到所有產(chǎn)品(進口產(chǎn)品和國內(nèi)產(chǎn)品)的總體價格指數(shù)。具體地,將Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)和精確價格指數(shù)分別加總到所有產(chǎn)品。

所有產(chǎn)品的總體價格指數(shù)表示為

(18)

其中,Pt,D為t時期復(fù)合國內(nèi)產(chǎn)品的價格,ΠM表示進口產(chǎn)品總體價格指數(shù),包括ΠRW和ΠSV。根據(jù)式(11)和式(14),將兩種進口產(chǎn)品總體價格指數(shù)所對應(yīng)的所有產(chǎn)品總體價格指數(shù)分別表示為PRW和PSV。ωt,D為國內(nèi)生產(chǎn)部門的相應(yīng)權(quán)重。權(quán)重ωt,M為兩時期進口占GDP比重的對數(shù)平均:

(19)

其中,sMt表示t時期的進口份額。

根據(jù)Broda等[7]的研究,進口價格偏誤指數(shù)為考慮進口種類進入和退出的進口產(chǎn)品總體價格指數(shù)與Sato-Vartia傳統(tǒng)價格指數(shù)之比。當價格偏誤指數(shù)小于1時,意味著傳統(tǒng)價格指數(shù)高估了進口價格,進口種類增長會降低傳統(tǒng)價格指數(shù),即進口種類增長會導(dǎo)致貿(mào)易福利增加[8]。

結(jié)合式(11)和式(14)可得需求變化情形下進口種類增長引致的進口價格偏誤指數(shù)為

(20)

結(jié)合式(18)和式(20)可得進口種類增長福利效應(yīng)為

(21)

5. 福利效應(yīng)分解公式

為揭示需求變化情形下進口種類增長引致福利變化的微觀機制,借鑒陳勇兵等[8]、徐小聰?shù)萚19]及谷克鑒等[11]的做法,對中國進口種類增長引致的福利效應(yīng)在HS6位數(shù)產(chǎn)品層面、ISIC2位數(shù)行業(yè)層面、BEC分類層面(包括SNA三大類和產(chǎn)品生產(chǎn)階段)進行更為細致具體的分解,以期更直觀地理解福利效應(yīng)的來源。

(1) HS6位數(shù)產(chǎn)品層面分解

結(jié)合式(20)需求變化情形下的價格偏誤指數(shù)和式(21)福利效應(yīng)公式, 得到需求變化情形下進口種類增長福利效應(yīng)在HS6位數(shù)分解公式為

其中,

為需求變化情形下的HS6位數(shù)產(chǎn)品g所帶來的福利貢獻。

(2) ISIC和BEC層面福利分解

首先,對福利效應(yīng)在國際標準產(chǎn)業(yè)分類ISIC 2位數(shù)行業(yè)層面進行分解,了解福利效應(yīng)的行業(yè)分布。其次,對福利效應(yīng)在廣義經(jīng)濟分類(BEC分類)的基礎(chǔ)上按照國民賬戶體系(SNA)標準和產(chǎn)業(yè)階段兩個標準進行福利分解,了解福利效應(yīng)具體體現(xiàn)在哪些產(chǎn)品大類和處在什么生產(chǎn)階段。分解公式在式(22)的基礎(chǔ)上進行分類加總,即對于某一行業(yè)或生產(chǎn)階段k,需求變化情形下福利分解公式為

(23)

三、 替代彈性混合估計方法

借鑒混合估計方法,即有限信息極大似然法(LIML)和非線性有限信息極大似然法(NONLIML)相結(jié)合的方法估計替代彈性?；旌瞎烙嫹椒梢杂行Ц龢藴使烙嫹椒赡軐?dǎo)致的小樣本偏差和格點搜索低效性。為了減少單位價值測量誤差的影響,使用支出份額而不是消費數(shù)量來設(shè)定需求和供給函數(shù)。

首先,對式(3)支出份額進行對數(shù)差分可得需求方程:

Δlnsgvt=?gt-(σg-1)Δlnpgvt+εgvt

(24)

其中,?gt=(σg-1)lnPgt(φgt)/Pg,t-1(φg,t-1),εgvt=(σg-1)Δlnφgvt為誤差項。

供給方程設(shè)定為

(25)

其中,ωg≥0為逆供給彈性,ψgt=-ωgΔlnEgt/(1+ωg),Egt=pgvtxgvt/sgvt為產(chǎn)品g的支出。δgvt=Δlnvgvt/(1+ωg)為捕捉技術(shù)因素vgvt的任何隨機變化。

假設(shè)εgvt和δgvt相互獨立,即E(εgvtδgvt)=0。為了消除?gt和ψgt,選取進口時間最長或進口價值最大的國家為基準國k,對式(24)和式(25)進行差分,可得:

其中,系數(shù)θ1g和θ2g為σg和ρg的非線性方程:

(29)

對式(28)進行LIML估計,求出θ1g和θ2g的估計值,依據(jù)其不同符號,利用以下公式求出σg和ρg的估計值。

(30)

(31)

四、 數(shù)據(jù)與特征事實

進口產(chǎn)品數(shù)據(jù)來源于1996—2019年CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫,由于CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫包含了每一個HS6位數(shù)產(chǎn)品層面的進出口國家、價值量、數(shù)量等雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù),是研究進口種類增長福利效應(yīng)的較好樣本。本文將產(chǎn)品定義為HS6位數(shù)層面,將種類定義為從某一特定國家進口的HS6位數(shù)產(chǎn)品。數(shù)據(jù)處理上刪除了進口價值和數(shù)量為0和缺失的觀測值,還利用2位數(shù)國際標準產(chǎn)業(yè)分類(ISIC rev.3)和廣義經(jīng)濟分類(BEC),將S96、ISIC和BEC數(shù)據(jù)進行匹配并刪除了不能匹配的數(shù)據(jù),以便后續(xù)對福利效應(yīng)進行分解。需要說明的是,一方面,能源類產(chǎn)品進口貿(mào)易額較大,另一方面測算樣本時期較長,長期內(nèi)能源產(chǎn)品(例如石油)的價格會相對比較穩(wěn)定,所以并沒有像陳勇兵等[8]和谷克鑒等[11]那樣刪除能源產(chǎn)品,這樣能更全面地分析進口種類變化帶來的福利影響。

表1匯報了1996—2019年中國進口種類增長的特征事實。從進口產(chǎn)品角度而言,1996年中國進口的HS6位數(shù)產(chǎn)品數(shù)目為4 916,2019年進口產(chǎn)品數(shù)目為4 683,進口產(chǎn)品數(shù)目不僅沒有增長,反而有所下降。然而,進口產(chǎn)品種類數(shù)目卻從1996年68 535種增長到2019年146 065種,增長了2倍多。每種產(chǎn)品平均進口種類數(shù)從1996年13.94種增長到2019年31.19種。同時,兩時期共有HS6位數(shù)產(chǎn)品4 512種,共有產(chǎn)品在各年份的進口份額均超過了97%,2019年消失的產(chǎn)品數(shù)目為404種,種類數(shù)為3 389種,新增的產(chǎn)品數(shù)目為171種,種類數(shù)為3 190種。表1意味著中國進口貿(mào)易額的增長主要來源于每種產(chǎn)品進口來源地數(shù)量的增長,進口來源地的拓展和多元化是進口種類增長的主要因素。

表1 1996—2019年中國進口產(chǎn)品種類變化

五、 估算結(jié)果分析

1. 替代彈性估計結(jié)果及對比

表2 替代彈性混合估計方法估計結(jié)果

由于以往大多文獻通常使用Broda等[7]依據(jù)標準估計方法估計的中國1994—2003年HS3位數(shù)產(chǎn)品替代彈性值,對比可以看出,本文混合估計方法估計的平均替代彈性8.670大于Broda等標準估計方法估計的平均替代彈性6.189,同時也略大于Kee等[23]估計的中國1988—2001年進口產(chǎn)品的平均替代彈性7.260,估計結(jié)果符合HS6位數(shù)替代彈性大于HS3位數(shù)替代彈性的理論預(yù)期,因為在更為加總的水平上估計的替代彈性趨向于更小,代表產(chǎn)品之間的可替代性較小,差異性較大,相對需求對相對價格不敏感,HS3位數(shù)產(chǎn)品替代彈性可能會掩蓋種類數(shù)目的增加,低估實際價格的偏誤[8]。

另外,當替代彈性超過一定臨界值后,例如10或者20,則經(jīng)典壟斷競爭框架下產(chǎn)品種類變化對福利的影響就相對較小[7]。極端的情況是當σg→+∞,λ1/(σg-1)→1,即在完全競爭市場上,所有產(chǎn)品都是同質(zhì)的,沒有種類之分,實際價格等于傳統(tǒng)價格,則進口種類變化帶來的貿(mào)易福利為0,福利變化完全取決于進口產(chǎn)品的價格變化。就本文而言,由于4 724個產(chǎn)品平均替代彈性值為8.670,小于臨界值10,表明中國進口種類增長對進口貿(mào)易福利有著較為重要的作用。

2. 價格偏誤指數(shù)與福利測算結(jié)果及對比

為了估算價格偏誤指數(shù)和進口種類增長的福利效應(yīng),需要對共有產(chǎn)品數(shù)據(jù)進一步處理。首先,根據(jù)式(4),為了計算某一產(chǎn)品的λ比率,需要保證該產(chǎn)品在兩時期至少有一個共同的進口來源地,即Igt∩Ig,t-1≠?,刪除了兩時期交集為?的136種產(chǎn)品(占共有產(chǎn)品數(shù)目的3.01%)。其次,利用共有產(chǎn)品數(shù)據(jù)匹配4 724個替代彈性估計數(shù)據(jù),刪除了不能匹配的產(chǎn)品238種(占共有產(chǎn)品數(shù)目的5.27%)。經(jīng)過處理,最終得到共有產(chǎn)品4 138種,共有種類49 628種。利用共有產(chǎn)品數(shù)據(jù)與Broda等[7]彈性匹配后,最終得到共有產(chǎn)品4 376種,共有種類51 595種。

表3列出了需求變化情形下兩種替代彈性測算的相關(guān)指標結(jié)果?？梢钥闯?λ比率中位數(shù)分別為0.946和0.956,均小于1,說明進口種類增長會降低價格指數(shù)。替代彈性中位數(shù)分別為2.709和3.593,低于臨界值10,說明進口種類變化對貿(mào)易福利會產(chǎn)生重要的影響。需求沖擊偏差平均值分別為0.447和0.138,說明支出份額權(quán)重和需求參數(shù)出現(xiàn)了正相關(guān)的機制力,需求沖擊對貿(mào)易福利產(chǎn)生了正向的影響力。價格偏誤指數(shù)和福利效應(yīng)估算結(jié)果很好地闡釋了以上三點。其中,需求變化情形下替代彈性標準估計方法估算的價格偏誤指數(shù)為0.818,小于1,傳統(tǒng)價格指數(shù)造成的向上偏誤為18.155%,平均每年向上偏誤0.756%,中國消費者由于進口種類增長而獲得的福利相當于中國GDP的2.606%,即中國消費者將愿意支付2019年GDP的2.606%來獲取比1996年范圍更為廣泛的進口產(chǎn)品種類消費。需求變化情形下混合估計方法估算的價格偏誤指數(shù)為0.672,傳統(tǒng)價格指數(shù)造成的向上偏誤為32.755%,平均每年向上偏誤1.365%,獲得的福利相當于GDP的5.229%。由此可見,無論標準估計方法還是混合估計方法,忽略需求變化會嚴重低估中國進口種類增長的福利效應(yīng)。從兩種替代彈性估計方法的對比看,需求變化情形下混合估計方法與標準估計方法價格偏誤指數(shù)相差14.60%,需求變化情形下混合估計方法估算的中國進口種類增長帶來的福利效應(yīng)更高,標準估計方法低估了進口種類增長帶來的福利效應(yīng),兩者福利差異為2.623%。由此可見,需求變化情形下替代彈性標準估計方法低估了中國進口種類增長的福利效應(yīng)。

表3 1996—2019年進口價格偏誤指數(shù)及福利效應(yīng)測算

3. 進口種類福利分解結(jié)果分析

(1) HS6位數(shù)產(chǎn)品層面分解

根據(jù)式(22)計算需求變化情形下每一個HS6位數(shù)產(chǎn)品的福利影響,表4匯報了需求變化情形下增加福利最多的10種產(chǎn)品。增加福利排名第一的是“未燒結(jié)的鐵礦砂及其精礦”,為1.118%,占需求變化情形下所有產(chǎn)品引致福利(5.229%)的21.38%。排名第二的產(chǎn)品為“電子電路:單片、集成、數(shù)字、金屬氧化物半導(dǎo)體”,為0.589%,占比11.26%。排名第三的產(chǎn)品為“石油原油及從瀝青礦物提取的原油”,為0.291%,占比5.57%。排名前十的HS6位數(shù)產(chǎn)品共使福利增加3.395%,占福利效應(yīng)的64.93%。由此可見,中國進口種類增長對福利的正向作用主要集中在礦產(chǎn)品、高科技產(chǎn)品和能源產(chǎn)品,這與中國大規(guī)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)、科技創(chuàng)新發(fā)展及消費者巨大生活需求的現(xiàn)狀相吻合。從產(chǎn)品類型來看,增加福利排名前十名的HS6位數(shù)產(chǎn)品基本是中間品,只有“其他具有獨立功能的機器及機器器具”為資本品。

表4 需求變化情形下增加福利排名前10的HS6位數(shù)產(chǎn)品 %

表5匯報了需求變化情形下福利減少最多的10種產(chǎn)品,減少福利排名第一的是“用于電氣控制或配電的面板、控制臺、桌子和其他底座”,使福利減少0.212%。排名第二的產(chǎn)品為“鞣制后的皮革(不包括全粒面和粒面)”,使福利減少0.132%。與增加福利排名前10的產(chǎn)品對比,減少福利排名前10的產(chǎn)品對福利的負向作用更小,呈現(xiàn)分散趨勢,涵蓋礦產(chǎn)品、化學(xué)制品、電氣設(shè)備、車輛零部件等多個領(lǐng)域。從產(chǎn)品類型看,減少福利排名前10的產(chǎn)品中同樣多為中間品。其中,消費品“摩托車(包括輕便摩托車)和腳踏車”,使福利減少0.114%,原因可能是國內(nèi)各地禁摩政策的實施導(dǎo)致相關(guān)產(chǎn)品的進口需求下降。

表5 需求變化情形下減少福利排名前10的HS6位數(shù)產(chǎn)品 %

從表5可以看出,需求變化情形下中國進口種類增長引致福利增加的HS6位數(shù)產(chǎn)品較為集中,而福利減少的HS6位數(shù)產(chǎn)品較為分散,無論是增加福利還是減少福利的HS6位數(shù)產(chǎn)品大多為中間品,而消費品占比極低,從側(cè)面說明中國“重生產(chǎn)輕消費”的進口模式[11]。

(2) ISIC和BEC層面福利分解

表6匯報了需求變化情形下增加福利排名前5的ISIC2位數(shù)行業(yè)層面分解結(jié)果。需求變化情形下,增加福利排名前三的行業(yè)分別是“金屬礦的開采”“未另分類的機械和設(shè)備的制造”“無線電、電視和通訊設(shè)備和裝置的制造”,福利增加分別為1.297%、1.272%、0.955%。排名前5的行業(yè)共使福利增加4.654%,占福利效應(yīng)的89.00%,說明行業(yè)層面福利分布同樣呈現(xiàn)集中趨勢。

表7和表8匯報了福利效應(yīng)BEC分類的分解結(jié)果。首先,如表7所示,需求變化情形下增加福利排名前五的BEC分類均為中間品和資本品,福利增加合計4.944%,占總福利效應(yīng)的94.55%,說明BEC分類的福利效應(yīng)主要集中在中間品和資本品。

表7 增加福利排名前5的BEC分類 %

表8 SNA三大類福利和生產(chǎn)階段分解 %

其次,將需求變化情形下進口種類增長的福利效應(yīng)根據(jù)BEC分類官方文件將產(chǎn)品依照SNA三大類和產(chǎn)品生產(chǎn)階段進行分解,如表8所示,結(jié)果進一步說明了需求變化情形下進口種類增長的福利效應(yīng)集中在中間品和資本品,兩者合計占總體福利效應(yīng)的九成以上,而消費品占總體福利效應(yīng)的比例非常低。另外,從產(chǎn)品生產(chǎn)階段分解來看,中間品帶來的福利效應(yīng)集中在初級產(chǎn)品和半成品,說明中國已經(jīng)在生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)上深度融入全球價值鏈,但仍處在較低水平。進口的初級產(chǎn)品和半成品以及配件和零部件等產(chǎn)品雖然被用于生產(chǎn)最終消費品,但是中國消費者對進口種類增長引致的貿(mào)易福利直接感知較低,進一步說明了中國“重生產(chǎn)輕消費”的進口模式。

六、 研究結(jié)論和政策啟示

通過構(gòu)建需求變化情形下進口種類增長福利效應(yīng)理論估算模型,并結(jié)合替代彈性混合估計方法,測算了需求變化情形下1996—2019年中國進口種類增長引致的福利效應(yīng)。研究結(jié)論主要有:第一,忽略需求變化會嚴重低估中國進口種類增長的福利效應(yīng)。第二,1996—2019年,需求變化情形下,混合估計方法測算的進口種類增長福利效應(yīng)相當于GDP的5.229%,而標準估計方法低估進口種類增長福利效應(yīng)達到GDP的2.623%。第三,福利分解顯示,HS6位數(shù)產(chǎn)品層面和ISIC2位數(shù)行業(yè)層面均呈現(xiàn)集中趨勢;BEC分解表明中國“重生產(chǎn)和輕消費”的進口模式依然明顯。

基于研究結(jié)論,提出以下四點政策啟示。第一,中國“重視出口,忽視進口”的貿(mào)易模式需要轉(zhuǎn)變,要繼續(xù)推進進口貿(mào)易自由化便利化改革,從進口產(chǎn)品種類多樣化和地區(qū)多元化獲得更多的貿(mào)易利益,更加重視進口種類增長在滿足國內(nèi)消費者多樣化偏好、深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、擴大內(nèi)需及改善貿(mào)易失衡等方面的積極作用。第二,在實施擴大進口戰(zhàn)略時,還應(yīng)關(guān)注消費者對進口產(chǎn)品種類的需求偏好變化,根據(jù)消費者日益升級的消費需求及時調(diào)整進口產(chǎn)品及進口方向。第三,中國雖然已經(jīng)在生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)上深度融入全球價值鏈,但仍處于較低水平。要在新一輪技術(shù)競爭中脫穎而出,還需擴大高精尖技術(shù)產(chǎn)品進口,同時加強關(guān)鍵技術(shù)如數(shù)字化、智能化制造模式科研力度,增強對生產(chǎn)鏈及供應(yīng)鏈關(guān)鍵環(huán)節(jié)的控制能力。第四,中間品的大量進口會使消費者對進口福利的直接感知較低,要逐漸改變“重生產(chǎn)和輕消費”的進口模式,在以后的進口產(chǎn)品構(gòu)成中,逐步提高與消費者生活需求密切相關(guān)的消費品進口占比,進一步挖掘消費品領(lǐng)域的進口福利潛力,使民眾更多地享受到進口種類增長帶來的福利,可以有效拉動內(nèi)需,對構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局具有重要的促進作用。