第一节 影响中国贸易环境的主要因素

改革开放30多年来，中国逐步成为对外贸易依存度较高的外向型国家之一。由于国内市场与世界市场的联系日益紧密，中国经济发展也更容易受到外部市场变化的冲击，如2008年以来美国次贷危机引发的全球经济危机，极大地降低了对中国产品的出口水平，进而延缓了中国的经济增长。

在国际贸易领域的研究文献中，检验影响双边贸易因素的研究方法主要有两种，即可计算的一般均衡模型和引力模型。引力模型与物理学中的万有引力模型在原理上很类似，是指两国之间的贸易流量与各自的经济规模成正比，与相互间的空间距离成反比。引力模型通过对双边贸易的规模给出数量上的解释和预测，或者对贸易政策的影响进行评估，以此揭示影响贸易潜力的具体因素。

影响中国贸易环境的因素有很多，为了表述方便，本书将这些因素划分为潜力、效率与竞争三类。为了验证这些因素对中国贸易的影响，下面主要采用经过对数转换后的引力模型：

其中，Tradeijt为经济体i与j第t 期的贸易流量（出口或进口或进出口总量）, GDPit与GDPjt分别是经济体i与j第t年的经济规模（用各自的GDP来表示）, Distij是经济体i与j之间的空间距离，以上数据均取自然对数，下标i和j分别表示贸易双方，t表示时间，ε是误差项。

对式（1-1）做进一步的扩展：

其中，Xijt就是有待检验的影响中国对外贸易的因素（即潜力、效率与竞争三类因素）。

对模型（1-1）和（1-2）采用面板数据分析方法，最常用的面板数据分析方法有三种：随机效应（random effect）模型、固定效应（fixed effect）模型和混合数据普通最小二乘法（pooled OLS），固定效应模型方法能得到参数的模型估计量，因此本书主要采用固定效应模型进行分析（实际上固定效应模型和随机效应模型的选取可以由Hausman统计量判断）。为了控制经济周期对结果的影响，在回归时可以在模型中纳入年度虚拟变量。

一 潜力因素

许多学者应用引力模型对中国的出口潜力进行估算。如盛斌、廖明中（2004）基于2001年的截面数据从总量和部门两个层次就中国对40个主要贸易伙伴的出口潜力进行估算，结果显示中国的出口在总体上表现为“贸易过度”，但对一些国家或地区表现为“贸易不足”。张会清、唐海燕（2012）通过考察2000～2008年中国对120个贸易伙伴国（地区）的商品出口数据，基于扩展引力模型的面板数据计量方法测算中国的出口潜力，结果发现中国的对外贸易自2007年开始转入“出口不足”状态，特别是对亚洲近邻的市场拓展相对滞后，因此中国在保持欧美传统市场份额基本稳定的前提下，将市场重心逐渐转向出口潜力较大的亚洲和拉美等新兴经济体，通过进一步密切中国与这些经济体经贸合作关系，使其成为中国未来出口市场多元化的潜在对象。

1．市场规模

出口从本质上讲是由出口国供给和进口国需求共同决定的。王岚、盛斌（2011）将中国出口贸易竞争优势的决定因素分解为内部供给能力和外部市场潜力后，通过考察这两个因素对中国出口增长的贡献程度发现，自中国加入WTO以来，外部市场需求日益成为推动中国出口增长的主导力量，当然内部供给能力对中国出口的促进作用也有较大的提升空间。陈淑梅、王思璇（2010）采用1999～2009年中国对欧盟食品出口面板数据进行回归分析后发现，中国对欧盟食品的出口，仍然受众多因素的影响，如GDP、生产力水平和前期贸易额等，其中，衡量市场规模的GDP因素所起的正面促进作用占主导地位，使得中国对欧盟的食品出口仍处于不断上升的趋势。陈媛媛等（2010）应用引力模型，选取1992～2006年39个国家的跨国数据检验进口、出口以及总贸易的影响因素，包括两国之间的距离、潜在伙伴国的其他自贸区成员国市场规模之和以及潜在伙伴国的市场规模等因素，估计结果表明距离的影响弹性是最大的。赵雨霖、林光华（2008）采用引力模型定量分析中国与东盟10国农产品贸易的状况，发现影响中国与东盟10国双边农产品贸易流量的因素主要有GDP总量、空间距离和制度安排等，结论是虽然中国对东盟整体出口呈现“贸易过度”（主要是与新加坡和马来西亚两国）的现象，但中国与东盟多数国家之间仍存在“贸易不足”，大多数国家还是属于潜力开拓型和潜力巨大型经济体，因而双边农产品贸易总额仍有较大的增长空间。

为了验证市场规模对中国贸易的影响，表1-1给出了市场规模对中国出口的影响。由于出口与经济规模之间可能存在双向影响，为了减缓模型中这种内生性给估计结果带来的不一致性，解释变量则采用中国与各经济体GDP滞后1期或滞后2期值以及中国与各经济体的双边距离。从回归结果可以看出，无论是采用中国与各经济体GDP滞后1期还是滞后2期值变量，其回归系数均显著为正，而中国与各经济体的双边距离变量的回归系数均显著为负，这三个变量的符号与模型的预期一致，因此实证结果表明中国与贸易伙伴的出口贸易量与双方的经济规模、供给能力以及需求能力正相关，而与双方间的地理距离负相关。

通过对中国与各经济体GDP以及双边距离变量进行合成，市场规模（或称为引力指数）变量构建如下：

表1-2给出了市场规模指数变量对中国出口的影响，市场规模指数变量滞后1期或滞后2期变量与中国对贸易伙伴的出口贸易量正相关。

2．贸易增长

孙霄翀、宋逢明（2008）通过考察中国对美国、欧盟、日本、韩国的贸易发现，美欧日韩的经济增长会引发对进口产品的旺盛需求，另一方面，中国加入WTO后开放程度的提高以及世界经济一体化趋势下国际分工和国际贸易的进一步提升，引发中国出口的惯性增长，因此，出口对象国经济增长和出口的惯性增长是影响中国出口增长的两个重要因素，拉动中国对美国、欧盟、日本、韩国出口分别年增长16%、28%、16%、18%。随着中国开放程度和世界一体化进程的稳定，出口的惯性增长会逐步减速，但在未来几年内仍然会是拉动中国出口的核心因素。

一些研究采用时间序列预测的方法来测算一国的进出口潜力，预测中常用的解释变量有许多：如滞后期的实际出口额；实际汇率；出口国的GDP，用来衡量出口国的出口能力；进口国的GDP或者其他替代变量（比如工业生产指数IPI），用来衡量进口国的进口能力等。在现有的进出口贸易预测文献中，定量预测方法也有许多，如ARIMA模型、AR-GARCH模型、神经网络模型方法以及以它们为基础的一些扩展方法。其中ARIMA模型、AR-GARCH模型是传统时间序列模型（指数平滑法、移动平均法等）的升级，这些线性预测方法具有简单、直观且解释性强的优点。

王玉荣（2004）以1989～2002年中国的月出口数据为样本，以滞后的出口数据为决定变量，进行趋势差分及季节差分处理后，建立ARIMA模型对中国2003年11月至12月的出口额做了预测，认为用该预测模型是可行的。吴武清等（2008）对中国向美国出口建立AR-GARCH模型进行模拟预测，并用动态条件相关系数（DCC）模型分析了人民币升值对出口的影响。张一、徐山鹰（2003）采用误差校正模型，并结合神经元网络的特点，提出了一个基于神经元网络的非线性误差纠正预测模型，预测了中国2003年出口贸易的情况。王菲菲、马超群（2008）用张一、徐山鹰（2003）的模型对湖南省的出口做了实证分析，发现该模型应用与区域出口贸易预测效果较好。陆倩、张卫国（2009）以出口额、实际汇率、中国GDP、美国IPI及它们的季节变量等六个变量为决定变量，采用BP神经网络、ARIMA及AR-GARCH三种方法对中国向美国的出口额分别建模进行了预测，结果发现三种模型虽在模拟和预测能力上有一定差别，但ARIMA模型优势明显。

本书主要采用ARIMA模型和传统时间序列模型（指数平滑法）对中国出口贸易额进行了预测。ARIMA模型又称差分自回归移动平均模型，是对ARMA（p, q）模型的扩展。ARIMA（m, d, n）中，AR是自回归项，m为自回归项数，MA为滑动平均项，n为滑动平均项数，d为使之成为平稳序列所做的差分次数（阶数）。经过d次差分后，ARIMA（m, d, n）模型就可以用ARMA模型来表达：

其中，EXi, i-k为中国对经济体i的出口贸易额EXit的滞后k阶变量，εi, t-j为滞后j阶的移动平均项，它服从标准正态分布。

利用5年期滚动窗口对中国第t期的出口贸易额进行预测，其中滞后的第1～5期为实际出口额。得到第t期的出口贸易预测额后，再计算t-2、t-1、t期的出口贸易增长率，对连续三年期出口贸易增长率求几何平均值得到中国对经济体i第t期的出口潜力指数：

其中，EXPIit是中国对经济体i第t期的出口潜力指数，EXGRi, t-l是中国对经济体i，第t-l期的出口增长率，第t期的出口增长率采用出口贸易预测值计算得到。

表1-3给出了滞后期出口量（增长率）对当期出口量（增长率）的影响，以当期出口量为被解释变量，滞后一期出口变量的回归系数显著为正，表明中国与世界其他经济体的出口贸易一直处于扩张的状态，以当期出口量增长率为被解释变量，滞后期出口增长率变量（无论是1期、2期还是3期）的回归系数均显著为负，表明中国与世界其他经济体的出口贸易增长率是向其均衡状态收敛的，即出口贸易增长率不会无限地增长。

由于表1-3的回归模型是动态面板模型，对该模型采用OLS估计将是有偏的和不一致的，下面采用系统广义矩（sys-GMM）估计方法对模型重新估计。表1-4给出了滞后期出口量（增长率）对当期出口量（增长率）影响的系统GMM估计结果，以当期出口量为被解释变量的回归结果中，方程中依次加入被解释变量的滞后阶数分别为1、2、3，检验差分方程中的残差是否存在一阶自相关的m1统计量在1%水平上显著，检验差分方程中的残差是否存在二阶自相关的m2统计量在10%显著性水平下都不显著，但检验模型设置的统计量中，Sargan统计量拒绝了工具变量是有效的原假设，可能存在过度识别。结果中滞后期出口量的回归系数均显著为正，也表明中国与世界其他经济体的出口贸易一直处于扩张的状态。以当期出口增长率为被解释变量时 [第（4）、（5）栏]，方程中依次加入被解释变量的滞后阶数分别为1、2，检验差分方程中的残差是否存在一阶自相关的m1统计量在1%水平上显著，检验差分方程中的残差是否存在二阶自相关的m2统计量在10%显著性水平下都不显著，检验模型设置的统计量中，Sargan统计量无法拒绝工具变量是有效的原假设，因此模型的设置比较合理。滞后期出口增长率变量（无论是1期还是2期）的回归系数均显著为负，表明中国与世界其他经济体的出口贸易增长率是向其均衡状态收敛的。

3．贸易互补

如果一国集中出口的产品结构与另一国集中进口的产品结构相吻合，那么两国的贸易具有互补性。如果两国的贸易具有互补性，通过消除贸易壁垒与实现规模化生产可以给贸易双方带来较大的利益。相反，一方集中出口的产品并非另一方集中进口的产品，那双方贸易的互补性较小，两国贸易发展潜力将受到限制。一些研究分析了贸易的互补性，如于津平（2003）利用一国特定产业以出口衡量的比较优势乘以贸易伙伴国该产业以进口衡量的比较劣势来衡量贸易伙伴国之间产业贸易互补性。该指数取值越大说明一国出口与贸易伙伴国进口的吻合程度越大，两国贸易合作的潜力大，从而互补性越强。

陆根尧、王晓琳（2011）采用贸易结合度指数、市场占有率、显示性比较优势指数、产业内贸易指数等指标重点分析了中日贸易的竞争性和互补性，发现中日自由贸易是一种互补性的贸易关系，中国出口商品以劳动密集型商品为主，日本出口商品以资本和技术密集型商品为主，中日双边贸易结构优化的潜力很大，且贸易互补性大于竞争性。赖明勇等（2010）通过计算1992～2007年中韩电子信息产业的贸易竞争力、贸易互补性、产业内贸易指数及出口贸易技术复杂度，分析两国电子信息产业的贸易结构，结果发现中国电子信息产品的竞争力逐渐增强，出口贸易技术结构不断优化，中韩技术差距逐渐缩小，部分电子信息产品的竞争力已超过韩国，双方优势产业重合度较低，贸易互补大于竞争且呈上升趋势，互补性亦由单向发展为双向。范爱军、常丽丽（2010）利用出口相似性指数和显示性竞争优势指数对中美高新技术产品在世界市场上的竞争关系和竞争力进行计算，结果显示中美高新技术产品的出口市场相似度很高，但出口产品存在较大差异，中美两国高新技术产品出口不是以竞争为主的，而是具有较大的互补性。

新兴经济体之间贸易的发展对世界市场的发展具有不容忽视的影响，吕宏芬、俞涔（2012）应用出口产品相似度、双边贸易结合度以及产业内贸易指数、显示性比较优势指数等指标，对中国与巴西双边贸易的竞争性和互补性进行了分析，结果显示中巴贸易结构差异明显，双边贸易结构具有较强的互补性。成蓉、程惠芳（2011）分析中印两国的贸易结构，并计算了两国的贸易竞争力、互补性和相似性指数，分析结果显示中国的商品贸易结构优于印度，而印度的服务贸易结构优于中国，两国在不同的商品类型及服务产业上体现出竞争与互补并存的特征，两国加强合作可以获得更多的贸易利益。另外，中国与发展中国家的贸易也存在互补性，李婷、李豫新（2011）运用修正的显示性比较优势指数、贸易强度指数和产业内贸易指数对中国与上海合作组织中的中亚5国农产品贸易互补性进行了实证分析，研究表明中国与中亚5国在农产品生产要素和农产品贸易方面均存在互补性，且贸易互补性与生产要素的互补性相吻合，但双边贸易规模还较小，双方潜在的互补性未能充分转化为现实的互利性。

表1-5给出了出口互补指数变量对中国出口的影响。为了评估一经济体与中国在世界范围内贸易上互相促进的潜力，本书采用出口互补指数（complementary index）来度量，该指数度量了中国与经济体j在进出口贸易的结构上的匹配程度，其计算公式为

mic为出口产品i占中国总出口的比重，xij为进口产品i占经济体j总进口的比重，如果中国产品i的出口与经济体j的产品i的进口完全匹配，该指数取值为1，表明中国与经济体j在出口贸易上存在完美的互补；如果中国产品i的出口与经济体j的产品i的进口完全不匹配，该指数取值为0。

表1-5的被解释变量是中国的出口，第（1）栏中纳入中国出口互补指数变量，同时纳入引力指数变量作为控制变量，出口互补指数变量的估计系数显著为正，表明中国与其他经济体在出口贸易上互补程度的提高有利于促进中国的出口。为了验证中国的出口与出口互补指数变量之间是否存在非线性关系，在表1-5第（2）栏中纳入中国出口互补指数变量的平方项，这时出口互补指数变量的估计系数仍然显著为正，出口互补指数变量的平方项的估计系数显著为负，表明中国的出口与出口互补指数变量之间是存在倒U形关系。通过计算可以得到当出口互补指数变量小于0.5974时，中国与其他经济体在出口贸易上互补程度的提高有利于促进中国的出口；但当出口互补指数变量大于0.5974时，中国与其他经济体在出口贸易上互补程度的提高将不再有利于促进中国的出口。

4．其他因素

国际贸易不仅仅是一个经济现象，而且与各种地理、政治和文化因素密切相关，学者们在探究国际双边贸易流量的其他影响因素时发现制度因素和文化因素也是影响国际双边贸易流量的主要解释变量。Ellis（2007）指出距离不仅可以指地理距离，更可以指精神距离和文化距离，而文化距离通过多种方式对企业国际化产生影响。田晖、蒋辰春（2012）利用中国与31个国家和地区1995～2009年的贸易数据，引入Hofstede的国家文化维度建立中国对外贸易引力模型，研究国家文化距离对中国对外贸易的影响，结果发现国家文化距离对中国贸易存在双重影响，国家文化距离在一定程度上增加了两国贸易的沟通成本、搜索成本以及诚信风险，使中国对外贸易变得更为复杂和困难；但国家文化距离中的一些维度的文化距离能够刺激两国之间的贸易需求，使中外双方对彼此的国家文化产生新奇和兴趣，其贸易产品会形成文化优势和文化互补，从而能够扩大两国的贸易潜力，并通过国际贸易实现文化资源的分配。

二 效率因素

1．关税

关税是影响出口贸易的重要因素，表1-6第（1）、（2）栏给出了各经济体关税水平对中国出口的影响。表1-6第（1）栏的被解释变量是中国的出口，在第（1）栏中纳入关税变量，同时纳入引力指数变量作为控制变量，关税变量的估计系数为负但不显著；第（2）栏的被解释变量是中国的出口增长率，这时关税变量的估计系数显著为负，因此关税变量会影响中国的出口贸易，关税水平的提高将不利于促进中国的出口。

2．贸易壁垒

在产品出口贸易量连续增长的同时，国外对中国产品设立的技术性贸易壁垒也呈现出增长的态势。随着中国出口商品结构的调整，高新技术产品出口快速增长，国外技术性贸易壁垒对中国高新技术产品出口的影响也开始显露，技术性贸易壁垒（TBT）已经成为阻碍中国产品出口的第一大非关税壁垒（孙龙中、徐松，2008）。据商务部《2005年国外技术性贸易措施对我国对外贸易影响调查报告》显示，国外技术性贸易措施的影响已经从劳动密集型产品向高新技术产品延伸。与其他贸易壁垒相比，由于TBT具有双重性、隐蔽性、可操作性和扩散性等特征，越来越成为发达国家实施贸易保护主义的首选措施。遭遇技术性贸易壁垒的主要形式有：（1）技术法规、技术标准和合格评定程序；（2）产品检疫和检验制度；（3）绿色壁垒；（4）包装和标签要求。

技术法规和技术标准是国际贸易中用来设置技术性贸易壁垒最为广泛的方式。技术法规是指必须强制执行的有关产品特性或相关工艺过程和生产方法；技术标准是指经过公认机构批准的、非强制执行的、供共同或反复使用的产品或相关工艺和生产方法的规则、指南或特性的文件，有关专门术语、符号、包装、标志或标签的要求也是标准的组成部分；合格认证是根据技术规则和标准对生产、产品、质量、安全、环境等环节以及整个保障体系进行全面监督、审查和检验，合格后由国家或外国权威机构授予合格证书和合格标志来证明某项产品或服务符合规定的规则和标准，如今也越来越成为各国用来保护国内市场的合法武器以及提高国际竞争力的工具。

以保护境内动植物的生命和健康免受虫害、病害的传入和传播产生的风险，保护人类的生命和健康免受食品、饮料中的添加剂、污染物和毒素或致病有机体所产生的风险，保护人类的生命和健康免受动植物携带的病害、虫害传入所产生的危险为由，许多国家都制定了严格的产品检疫检验制度。由于TBT对传统货物贸易的影响，尤其是农产品贸易受到环境法规的影响最为明显，因此对农产品贸易中的动植物检验和检疫（SPS）措施影响的研究很多，动植物检验检疫措施虽然有保护人类、动植物安全和健康的作用，但是由于各国制定标准的差异导致了对贸易的障碍而成为贸易壁垒。

目前中国农产品出口的重点国家和地区纷纷调整了农业政策，如美国的《食品安全加强法案》、日本的《食品残留农业化学品肯定列表制度》以及欧盟的关于食品营养及健康声明的第1924/2006号法规等一系列新食品安全法规，显著提高了农产品进口门槛，对中国农产品出口造成了较大冲击。涂涛涛（2011）基于GTAP和China-CGE模型，考察了发达国家实施农产品技术贸易壁垒对中国经济的影响，结果发现发达国家的农产品技术贸易壁垒对中国经济存在显著负面影响：发达国家的技术贸易壁垒提高了中国农产品的生产和流通成本，从而提高了中国农产品的出口价格和国内价格，进而极大降低了中国农产品的出口竞争力，并使中国出口到国外的农产品数量减少；技术性贸易壁垒在推动中国农产品出口价格上涨的同时，也会导致其他农产品出口大国通过贸易转移挤占中国农产品出口的市场份额。陈淑梅、王思璇（2010）通过对1999～2009年的中国对欧盟食品出口面板数据的回归分析发现欧盟新一轮食品卫生调整对中国食品出口欧盟从整体上和分类上都产生了阻碍作用。

绿色壁垒也是农产品技术性贸易壁垒一个很重要的组成部分。为保护生态环境而直接或间接采取的限制甚至禁止贸易的措施，在近几年的世界农产品国际贸易中，它起到越来越大的阻碍作用，是国际贸易中最隐蔽、最棘手和最难对付的贸易壁垒之一。李昭华、蒋冰冰（2009）采用引力模型，对中国四类玩具1990～2006年向欧盟10国的年度出口值进行面板数据分析，结果发现欧盟玩具业有关传统玩具的一揽子环境规制措施对中国四类玩具的出口已构成绿色贸易壁垒。此外产品的包装和标签已成为重要的市场准入工具。由于包装材料及其所形成的包装废弃物和包装容器可能对生产者与使用者的安全与健康或环境构成不利影响，许多国家都颁布了有关包装的法律、法令，对包装材料的内容、包装废弃物的处理、包装容器结构等做出规定，要求生产者、进口商、批发商和零售商等强制执行，否则不准相关商品进口或禁止在市场上销售。

表1-6第（3）、（4）栏给出了各经济体设置的TBT、SPS贸易壁垒对中国出口的影响。TBT变量的回归系数显著为负，表明技术性贸易壁垒的增多会降低中国的出口，技术性贸易壁垒已经成为阻碍中国产品出口的重要非关税壁垒。SPS变量的回归系数为正但不显著，与理论的预期不一致，但对该结果的解释需要小心。农业产品部门一直是一个国家保护的重点，随着贸易的增加，在农产品上设置的技术性贸易壁垒也越来越多，对出口贸易的影响也越来越大，虽然实证检验没有发现SPS变量的影响作用，但不意味着SPS对中国的出口没有影响，由于在回归中SPS变量采用各经济体设置的SPS贸易壁垒的数量，并没有反映出SPS贸易壁垒在程度上的差异，所以需要更合理的量化指标来考察SPS贸易壁垒对中国出口的影响。

3．贸易摩擦

国际贸易摩擦是影响国际贸易的一个重要因素，国家间贸易摩擦的产生基本上是贸易对两国经济的影响不对称和不平衡所引起的，只要这种不对称和不平衡存在，贸易摩擦就不可能根本消除。伴随中国对外贸易的发展，以反倾销为代表的针对中国的贸易纠纷案件迅速增多，截至2010年，中国已经连续16年成为遭遇反倾销调查最多的成员。如今的涉华贸易摩擦已经呈现出形式日趋多样化和复杂化、摩擦对象从微观经济层面转向宏观经济层面、摩擦的强度和影响程度明显上升以及摩擦日趋政治化等特点，涉华贸易摩擦在较长一段时期内将持续高发，反补贴将成为贸易救济措施的主要武器，宏观经济层面的贸易摩擦将继续呈上升趋势，贸易摩擦的连锁反应将更加突出（毛燕琼，2011）。

陈汉林、孔令香（2010）分析美国对华反倾销的出口转移效应后，发现对中国的38起反倾销案例中有27起存在出口转移效应，即大约71%的案件存在反倾销出口转移效应，并且这种出口转移效应在立案后第二年最为明显，特别是美国对华反倾销存在明显的出口贸易转移效应，它的存在影响了中国的出口贸易。王思璇（2009）利用贸易引力模型实证探讨了动植物检疫检验措施（SPS）、技术性贸易壁垒（TBT）和反倾销这三大主要壁垒对中欧间贸易所产生的影响，结果发现SPS、TBT和反倾销对中欧之间的贸易额有抑制作用。苏振东、刘芳（2010）选取1997～2009年中国反倾销案例涉案产品以及国内相关进口竞争性产业数据，定量评估中国反倾销措施的经济救济效果，结果表明虽然存在贸易转移效应，但是中国反倾销措施仍然有效地抑制了对国外倾销产品的进口，即贸易救济效果显著；而强硬的反倾销措施为国内相关产业的发展提供了有力的支持，即反倾销措施对国内进口竞争性产业具有显著的救济效果。

表1-7第（1）栏给出了贸易摩擦对中国出口的影响。在第（1）栏中纳入各经济体对中国的反倾销案件数作为双边贸易摩擦的代理变量，同时纳入引力指数变量作为控制变量，反倾销案件数变量的估计系数显著为负，表明以反倾销为代表的针对中国的贸易纠纷案件的增多将不利于促进中国的出口。

李晓翼（2010）探讨中国出口企业面临国际反倾销的内在原因，认为国际贸易保护主义重新抬头是国际反倾销的大环境，中国的非市场经济地位是外国得以能够起诉的主要原因，中国产品出口市场过于集中，导致出口企业遇到反倾销时可替代的市场很少，而出口产品的比较优势和相对高的劳动生产率的增长率决定了从整体上看中国遇到反倾销是不可避免的，而且部分出口企业的无序竞争更加剧了国外反倾销的势头。张燕、谢建国（2011）采用1999～2009年跨国面板数据，研究中国缔结的几个区域贸易协定（RTAs）对成员国间反倾销的影响，结果表明区域贸易协定的缔结强化了缔约国对其他成员国的反倾销申诉。由于与协定成员国的贸易结构相似、产品结构相同，区域贸易协定的缔结使得中国相对于其他成员国更容易遭遇缔约国的反倾销申诉。于津平、郭晓菁（2011）应用1991～2008年的数据，实证研究反倾销诉讼案件数与宏观经济因素和政治因素之间的关系，结果发现各国对华反倾销的动因存在显著的差异性，如影响美国反倾销行为的显著性影响因素为经济增长率和贸易收支，加拿大为失业率，澳大利亚和韩国为政治选举，印度为双边汇率，巴西为贸易收支和政治选举，阿根廷为经济增长率、双边汇率、失业率和贸易收支，墨西哥为双边汇率、失业率、贸易收支和政治选举。双边汇率对反倾销的影响主要发生在发展中国家，而双边汇率的变化对发达国家对华反倾销的影响并不显著。

4．自由贸易区

中国加入WTO后，修改、清理了多项不符合WTO规则的法律，调整了多种商品的税率，并逐步取消非关税壁垒，这些措施都促进了中国进口贸易的增长；WTO各其他成员也降低了对中国商品的各种关税和非关税壁垒，从而促进了中国出口贸易的增长。中国加入WTO究竟对中国双边贸易增长贡献了多少？史朝兴、顾海英（2006）应用引力模型研究加入WTO对中国双边贸易增长的贡献，研究结果表明加入WTO对中国与WTO成员之间的双边贸易增长贡献了19.6%，这一促进作用来源于两方面：一方面是加入WTO使中国出口面临更低的关税和非关税壁垒，从而使出口扩大；另一方面是中国积极履行加入WTO时所作的承诺，修改法规、调整关税、逐步取消非关税壁垒，从而促进了中国进口的快速增长。

GATT/WTO多边贸易体系极大地促进了世界贸易的自由化，然而自乌拉圭回合后多边贸易谈判困难重重，各国纷纷转向区域贸易自由化与区域贸易合作。根据WTO统计，1990年向WTO通报并已生效的区域贸易协定仅有40个，而到2010年6月，这一数量已达263个。为了改善对外贸易环境，中国正在积极地寻求和参与区域性贸易合作，自2003年起，中国正式启动了自由贸易区建设进程，到2010年，中国已经签署并正在完善或者处于对外商谈阶段的双边自由贸易区共有14个，涉及31个国家和地区，涵盖对外贸易总额的四分之一以上。与以往区域贸易自由化形式不同，新兴的双边贸易自由化形式的目标和内容更为广泛而多样，除商品贸易自由化外，服务贸易和投资自由化成为重要方面。

黄凌云、刘清华（2008）应用全球贸易分析（GTAP）模型实证模拟东亚地区建立自由贸易区（FTA）后对中国及世界经济的影响，研究结果表明：东亚各成员国之间具有经济互补性，合作前景广阔，建立自由贸易区将有力地改善东亚地区的社会福利，同时区域成员之间也具有贸易创造效应。周曙东、崔奇峰（2010）运用全球贸易分析模型分析中国—东盟自由贸易区的建立对中国进出口贸易的影响，模拟结果显示相对于中国和东盟不建立自由贸易区，中国—东盟自由贸易区的建成将显著改变中国的进出口贸易格局。张彬、汪占熬（2011）对中国—东盟自由贸易区的贸易结构效应进行了实证分析，结果发现东亚各国倾向于同那些要素禀赋类似且支出结构互补的国家组建自贸区协定，自贸区协定的签订促进了成员国产业间贸易的发展，东亚区域经济一体化组织的成立对成员国经济有很好的促进作用，而中国需要采取各种措施加速要素流动，尤其是投资自由化的开展，才能够更快获取一体化所带来的专业分工的好处。但一体化组织的深入发展将面临较大的不对称需求冲击风险，需要区域性公共产品的出现，这意味着包括中国在内的核心国家需要承担更多的历史责任，提供更多的区域性公共产品以应对未来很可能发生的不对等需求冲击。

表1-7第（2）、（3）栏给出了签署FTA、加入WTO对中国出口的影响，在第（2）栏中FTA变量的估计系数显著为正，表明中国与其他经济体之间签署FTA有利于促进中国的出口。在第（3）栏中其他经济体WTO成员方身份的哑变量的估计系数为负但不显著，表明WTO成员身份的经济体对促进中国的出口方面并没有发挥多少积极的作用。

5．其他影响效率的因素

影响效率的因素还有很多，如贸易便利化、贸易成本等因素。通过贸易便利化措施促进产品出口是目前发展中国家贸易政策的重要选择项之一，但贸易便利化对出口伙伴国产品的出口是否有促进作用尚在研究中。Wilson，Mann and Otsuki（2005）采用4个指标来衡量贸易便利化程度：港口基础设施（用港口效率来衡量海港和空港这些基础建设的质量）、口岸环境（海关环境用来衡量直接过关成本，包括海关和过境点的行政透明度）、监管环境（监管环境用来衡量经济体的法律环境）、电子商务基础建设（基础服务设施建设用来衡量一个国家的国内基础设施建设，如电信等的使用网络信息），然后采用引力模型估计4个指标与贸易流量的关系，分析贸易便利化因素的提高对贸易的影响，结果发现区域贸易流量与港口效率是紧密联系的。孙林、旭霏（2011）运用机场基础设施质量、海关程序负担和贸易壁垒普遍度3个指标衡量贸易便利化程度，并应用贸易引力模型实证分析东盟贸易便利化措施对中国—东盟区域制造业产品出口的影响，实证研究结果表明东盟机场基础设施质量的改善对中国—东盟区域制造业产品出口有显著的影响，而海关程序负担和贸易壁垒普遍度的改善对中国—东盟区域制造业产品出口的影响不显著。

不同国家的企业之间从事贸易存在多种已知的或潜在的成本，这使得国际贸易比国内贸易有着更高的交易费用和不确定性。最近一个多世纪以来，随着通信技术和交通运输水平的飞速发展，国与国之间的贸易成本在不断下降。但不可否认的事实是目前进出口依然存在较多的壁垒，贸易成本仍然是阻碍国际经济一体化的主要障碍，即使非正常的技术性贸易壁垒不存在，现实中的贸易成本也依然很大（Anderson and van Wincoop, 2004）。一些研究将贸易成本定义为包括除了生产成本外因获得该产品而发生的所有成本，包括运输成本（运费和时间成本）、政策壁垒（关税壁垒和非关税壁垒）、信息成本、合同履约成本、汇率成本、法律和管制成本、销售成本（批发和零售成本）。直接测度贸易成本十分困难，因此研究者一般采用间接的办法（许德友、梁琦和张文武，2010）。目前间接测度贸易成本的方法主要有两种：一是利用冰山型运输成本的假设，通过贸易流量（以贸易额形式表示）计算而得；二是通过每物理单位运输成本和产品价值叠加的形式。第二种测度贸易成本的方法需要处理详细分类的产品价格和海关的运费数据，数据要求较高；第一种方法仅利用贸易流量来计算相对的贸易成本，虽然从计算的绝对数值上没有第一种方法精确，但相对性的贸易成本具有同样的解释力。

在实证研究方面，钱学锋、梁琦（2008）采用改进的引力模型方法测度了1980～2006年中国与G7各国关税等价的双边贸易成本，检验了中国与G7国家的双边贸易成本及变化情况。许德友、梁琦和张文武（2010）测算了中国与15个主要贸易伙伴国的贸易成本，结果发现中国的对外双边贸易成本出现了超过20%的下降幅度，特别是与东亚国家的贸易成本下降幅度最大，这表明中国与东亚地区的贸易往来更为方便，贸易联系也更加密切。从时间趋势上看，2001年中国加入WTO后，中国对外贸易成本迅速下降。

我们也通过采用世界银行Doing Business数据库提供的反映贸易便利化、贸易成本等因素的数据来检验其对中国进出口贸易的影响，如选取进出口文件数量、进出口时间来代理贸易便利化程度，用进出口产品的每个集装箱的成本作为贸易成本的代理变量，但回归结果中均未发现这些因素对中国的进出口贸易有显著影响，纳入回归中的这些因素的代理变量的变化不大，可能导致回归结果也不显著。另外我们也试图采用各经济体的交通、海运、航空等基础设施条件来代理贸易便利化变量，但由于许多经济体数据省却太多而最终放弃。

三 竞争因素

1．贸易竞争

黄满盈、邓晓虹（2010）利用区域显性比较优势指数（RRCA）分析1987～2006年中国对美国各类出口商品比较优势的变动情况，发现从1990年开始，中国对美国出口的初级产品一直处于比较劣势状态，并且RRCA从数值上看也呈不断下降的趋势；1987～2006年，中国对美国出口的资源型制成品和中技术产品一直处于比较劣势状态，不过中技术产品的RRCA在波动中呈不断上升的趋势，而中国对美国出口的低技术产品则一直具有较强的比较优势，中国对美国出口的高技术产品的RRCA基本上呈不断上升的趋势，特别是从2003年之后具有了显著的比较优势。尚涛（2010）应用对称性显示性比较优势指数、Lafay指数等指标对中国的服务贸易比较优势进行比较分析，结果显示中国服务贸易在一般劳动力和自然资源密集型的部门具有比较优势；而在资本和技术密集型的现代服务业部门具有长期稳定的比较劣势。郑展鹏（2010）通过构建贸易竞争指数和Michaely指数等指标，对中国出口产品的竞争优势进行了分析，结果发现自然资源密集型产品处于竞争劣势的地位，非熟练劳动密集型产品具有较强的国际竞争优势，资本密集型产品处于竞争劣势的地位，人力资本密集型产品处于平均的竞争水平。

不同学者对产业国际竞争力有不同的定义，并设计了不同的评价指标，如显示性比较优势指数（RCA），指一国特定产业出口额占该国出口总额的比重与世界该产业出口额占世界出口总额的比重之比，通过RCA指数判定一国的哪些产业更具出口竞争力，从而揭示一国在国际贸易中的比较优势；显示性竞争优势指数（CA），指一国特定产业的出口比较优势扣除其进口比较劣势后的余量，被认为是一国特定产业真正的竞争优势；贸易竞争力指数（TSB），也称为可比净出口指数，表示一国进出口贸易的差额占进出口贸易总额的比重，其取值范围为 [ -1, 1]，其值越接近于0表示竞争力越接近于平均水平，越接近于-1表示竞争力越薄弱，越接近于1表示竞争力越强大；贸易分工指数（TSI），也称为贸易专业化指数，指一国特定产业对某一贸易伙伴国的净出口与该产业两国双边贸易总额之比，是将贸易竞争力指数用于测度两个贸易伙伴国在特定产业上的贸易分工以及相对贸易竞争力的指数。

一些研究为了评估贸易双方在世界范围内出口贸易上的竞争，采用分工系数（coefficient of specialization）或一致性系数（coefficient of conformity）来度量（Qureshiand Wan, 2008），其计算公式为

CScj、CCcj为分工系数和一致性系数，xic与xij为出口产品i占经济体c与经济体j总出口的比重，如果经济体c与经济体j有相同的出口结构，该系数取值为1，表明经济体c与经济体j在出口上存在激烈的竞争；如果经济体c与经济体j具有完全不相同的出口结构，则该系数取值为0。

虽然相似性指数得到了广泛应用，但也招致了一些批评（Jenkins, 2008）。这是因为上两个公式计算出的竞争性指数对两个经济体来说是对称的，即经济体c对经济体j的竞争威胁与经济体j对经济体c的竞争威胁是一样的，这样相似性指数可能会对不同国家的竞争威胁排序带来偏差，而且它也不会对经济体c受到经济体j（或经济体j受到经济体c）竞争威胁的动态变化进行合理的测量，毕竟该指数只测量了两国之间出口产品组成中相似部分产品的比例。

为了克服上述指标的缺陷，在计算经济体c受到经济体j的竞争威胁时，主要考虑经济体c出口产品i受到经济体j在全球范围内具有竞争优势的出口产品i的竞争威胁，如果经济体j的出口产品i在全球范围内具有竞争优势，即使出口产品i在经济体j中所占总出口的比重很小，经济体c出口产品i也会受到经济体j的竞争威胁，出口产品i在经济体c中所占总出口的比重越高，则受到经济体j的竞争威胁就越大。下面定义经济体c受到经济体j的竞争威胁指数（ICT）：

其中，是经济体c出口产品i受到经济体j在全球范围内具有竞争优势的出口产品i占经济体c总出口的比重。如何确定经济体j在全球范围内具有竞争优势的出口产品i，一个常用的指标是显性竞争优势（Comparative Advantage, CA），测算显性竞争优势的方法有很多，本书主要采用Balassa的RCA来测算，对于3位代码SITC产品中，如果经济体j出口产品 i 的RCA>1，则经济体c出口产品i就会受到经济体j的竞争威胁。

表1-8给出了三种贸易竞争指数，即分工系数（CS）、一致性系数（CC）与竞争威胁指数（ICT）对中国出口的影响，分工系数与一致性系数变量的回归系数不显著，竞争威胁指数变量的回归系数显著为负，表明经济体j在全球范围内具有竞争优势的出口产品会给中国的产品出口带来竞争压力，竞争威胁指数的提高将不利于中国产品的出口。为了验证贸易竞争指数变量与中国的出口之间是否存在非线性关系，我们还在回归方程中分别纳入分工系数（CS）、一致性系数（CC）与竞争威胁指数（ICT）变量的平方项，但这些变量的平方项的估计系数均不显著。

2．贸易集中度

刘靖（2006）采用出口集中化指标对中国农产品出口结构进行分析，研究结果表明，中国农产品出口贸易地理结构相对集中，新市场开拓较少，且未起到平抑市场波动的作用。徐颖君（2006）的实证结果表明中国出口商品集中度和地理集中度对出口不稳定性有显著的负面影响，中国出口趋于稳定主要得益于出口市场分散化策略的推行和出口产品的多样化。强永昌、龚向明（2011）从经济发展阶段和贸易政策二维的角度分析出口波动和出口集中度关系不稳定的内在机理，发现发展中国家可以通过出口多元化减弱出口波动的幅度，发展中国家贸易政策的不稳定性是导致其与发达国家之间贸易关系不稳定的重要因素，而中国的经济发展阶段决定了未来仍可以通过多元化减弱出口波动的幅度。随着中国资源进口依存度的提高以及由于经济结构导致的需求刚性，中国战略性资源的进口来源都比较集中，对某些国家的依赖程度也很高，董桂才（2009）通过考察中国对各资源进口来源地的依赖系数，认为虽然在目前的资源进口水平没有对我国资源的供给安全构成实质性的威胁，但这一状况导致了中国贸易条件的恶化，如果在进口来源国方面进一步多样化，则中国的资源供给安全程度还可以更加提高，长期贸易条件也会改善。

以上研究主要集中于进出口集中度（或出口多元化）对中国进出口贸易的稳定性上，本书考虑进出口集中度对中国进出口贸易量的影响，下面采用赫芬达尔—赫希曼指数（Herfindahl-Hirschman index）来衡量商品出口集中度：

其中，Xcj表示中国与经济体j之间的出口总量，Xcji表示中国出口到经济体j的第i种商品的数额，因此表示中国出口到经济体j的第i种商品的份额。HHI值的范围在0～1之间，其值越大，表明市场集中度越高，反之表明市场集中度低。

表1-9给出了出口集中度对中国出口贸易量、出口增长率的影响，第（1）栏中纳入中国出口集中度变量，同时纳入引力指数变量作为控制变量，出口集中度变量的估计系数显著为正，表明中国对其他经济体的出口贸易集中度的提高增强了中国产品的竞争力，从而有利于促进中国的出口。为了验证中国的出口与出口集中度变量之间是否存在非线性关系，在第（2）栏中纳入中国出口集中度变量的平方项，这时出口集中度变量的估计系数显著为负，而出口集中度变量的平方项的估计系数显著为正，表明中国的出口与出口集中度变量之间存在U型关系。通过计算可以得到当出口集中度变量小于0.1967时，中国对其他经济体出口集中度的提高会不利于促进中国的出口；但当出口集中度变量大于0.1967时，中国对其他经济体出口集中度的提高将有利于促进中国的出口。第（3）、（4）栏的被解释变量是中国的出口增长率，第（3）栏中出口集中度变量的估计系数显著为正，表明中国对其他经济体的出口集中度的提高有利于提高中国的出口增长率。第（4）栏中纳入中国出口集中度变量的平方项，这时出口集中度变量的估计系数为负但不显著，而出口集中度变量的平方项的估计系数显著为正，表明出口集中度的提高有利于提高中国的出口增长率。以上结果表明当出口集中度变量大于某一门槛值（0.1967）后，出口集中度的提高将有利于促进中国的出口水平，同时出口集中度的提高还有利于提高中国的出口增长率，因此出口集中度的提高不仅具有水平效应，而且还有增长效应。

3．汇率变动

汇率是开放经济中最重要的经济变量之一，其变动会改变国内外商品价格之间的对比，从而对国际竞争地位、进出口、国内价格等产生影响。关于汇率水平对国际贸易的影响相对简单，大多数经济学者认为在满足马歇尔—勒纳条件下，实际有效汇率的升值会导致贸易收支的恶化；反之，实际汇率的贬值能够提高一国出口商品的国际竞争力，从而促进该国的出口贸易。一些研究通过实证检验汇率变动对贸易收支的影响，如卢向前、戴国强（2005）和封思贤（2007）都认为马歇尔—勒纳条件在中国成立，因此人民币实际有效汇率的贬值增加了中国的出口，减少了中国的进口，进而改善了中国的贸易收支。孙霄翀和宋逢明（2008）考察汇率是否是影响中国出口增长的主要驱动力的检验中，通过建立中国与美国、欧盟、日本、韩国贸易的协整模型，研究发现汇率是影响中国对这些国家出口的显著性因素。汇率对出口的影响程度取决于两个方面：出口对汇率的弹性和汇率的变化幅度，综合汇率升值对贸易的抑制作用和国外经济发展对出口的拉动作用、出口的惯性增长，假定汇率升值过程中，中国经济结构不变，则当人民币对欧元、日元、韩元的实际汇率升值幅度在21%、11.8%、13.2%时，抑制作用和拉动作用抵消，中国出口增长率将趋近0，出口规模基本稳定。

但也有一些研究认为，汇率变动不会对进出口贸易产生大的影响，如谢建国、陈漓高（2002）的研究表明人民币汇率贬值对中国的贸易收支并不具有显著影响，汇率政策并不是调节国际收支的有效手段。徐炜、孙俊（2008）利用向量自回归模型和格兰杰因果检验模型检验人民币实际有效汇率对中国进口总额和出口总额的影响，结果发现随着2005年7月21日中国汇率制度改革的实施，人民币实际有效汇率对中国进出口的影响正在减小，人民币实际有效汇率并没有对中国进口总额和出口总额起着主要影响作用。金洪飞、周继忠（2007）的研究表明人民币与美元的实际汇率不会显著影响中美贸易，造成美国对华贸易逆差的主要原因在于美国巨大的进口需求。

以上人民币实际有效汇率对中国进出口贸易的影响结论并不一致，一个重要的原因是汇率变化对不同部门价格的影响可能存在差异，对不同类商品进出口的影响也可能存在较大差异，一些文献研究了人民币汇率变化对不同类别商品进出口影响的差异。封思贤、吴玮（2008）分析发现，相对于工业制成品，人民币的持续升值将对初级产品的进出口形成较大的负面冲击。许梅恋（2008）讨论多种贸易方式同时存在的情况下本币升值对进出口的影响机制，证明了本币升值对不同贸易方式的影响程度不同。杜运苏（2010）研究三种主要贸易方式的进口价格对人民币汇率变动的传递，结果显示在其他条件不变的情形下，人民币升值对进料加工进口的促进作用明显大于一般贸易，而来料加工装配进口受人民币升值影响比较有限，更主要受世界需求、国内劳动力成本等影响。李艳丽（2011）分析人民币汇率与主要竞争对手货币汇率变化对中国劳动密集型产品出口的影响，结果表明人民币汇率变化对中国出口并无显著影响，而主要竞争对手如欧盟货币汇率的变化对中国的出口产生了较大影响，其他发展中国家竞争对手货币汇率对中国出口没有显著影响，而且各因素对劳动密集型产品出口的具体影响在2005年人民币汇改前后存在差异。

本书采用基于GDP计算的中国与其他经济体之间的双边实际汇率（real exchange rate）来测算汇率变动（升值或贬值）对中国与其他经济体之间的双边贸易的影响，从理论上讲，人民币贬值会增加中国出口产品的竞争力。双边实际汇率的定义为：，其中NERcj是中国与其他经济体之间的名义汇率（nominal exchange rate，元/单位外币）, Pc与Pj分别是中国与经济体j的GDP平减指数（GDP deflator）。实际汇率RERcj的变动率为正，表示人民币贬值，从而增加了中国出口产品的竞争力。

表1-10给出了人民币汇率变动对中国出口贸易量、出口增长率的影响，第（1）栏中纳入人民币实际汇率变动率变量（即人民币贬值的幅度），同时纳入引力指数变量作为控制变量，人民币实际汇率变动率变量的估计系数显著为正，表明人民币实际汇率贬值会增强中国产品的竞争力，从而有利于促进中国的出口。为了验证中国的出口与人民币实际汇率变动率变量之间是否存在非线性关系，在第（2）栏中纳入人民币实际汇率变动率变量的平方项，这时人民币实际汇率变动率变量的估计系数仍然显著为正，而人民币实际汇率变动率变量的平方项的估计系数显著为负，表明中国的出口与人民币实际汇率变动率变量之间存在倒U型关系。通过计算可以得到当人民币实际汇率贬值幅度小于0.2107时，人民币实际汇率变动率贬值将会有利于促进中国的出口；但当人民币实际汇率贬值幅度大于0.2107时，人民币实际汇率贬值将不再有利于促进中国的出口。第（3）、（4）栏的被解释变量是中国的出口增长率，第（3）栏中人民币实际汇率变动率变量的估计系数为正但不显著，第（4）栏中纳入人民币实际汇率变动率变量的平方项，这时人民币实际汇率变动率变量的估计系数显著为正，而人民币实际汇率变动率变量的平方项的估计系数显著为正，表明中国的出口增长率与人民币实际汇率变动率变量之间也存在倒U型关系。通过计算可以得到当人民币实际汇率贬值幅度小于0.2048时，人民币实际汇率变动率贬值将会有利于促进中国的出口增长率；但当人民币实际汇率贬值幅度大于0.2048时，人民币实际汇率贬值将不再有利于促进中国的出口增长率。以上结果表明当人民币实际汇率贬值幅度小于某一门槛值（在20%左右）时，人民币实际汇率贬值幅度的提高将有利于促进中国的出口水平和出口增长率，但当人民币实际汇率贬值幅度大于该门槛值后，人民币实际汇率贬值幅度的提高将既不利于促进中国的出口水平也不利于提高中国的出口增长率。