中国稀土产品出口二元边际与价格贸易条件
——基于中国2001～2012年微观贸易数据的实证分析

张群卉

(湖南科技大学商学院，湖南湘潭411201)

中国稀土产品出口二元边际与价格贸易条件
——基于中国2001～2012年微观贸易数据的实证分析

张群卉

(湖南科技大学商学院，湖南湘潭411201)

基于企业异质性贸易理论框架，利用2001～2012年间中国HS－6位数稀土进出口贸易数据，对稀土出口增长的二元边际、价格贸易条件、出口竞争力等指标进行测算，分析稀土出口增长与贸易条件之间的关系，探讨二元边际对中国稀土产业价格贸易条件的影响及其机理。研究发现，在出口管制挽回了部分市场上、部分稀土产品定价权的情况下，我国的稀土产品总体上出现了价量齐涨的现象，而在没有定价权或定价权有限的新市场，单纯依靠价格上的竞争力来开拓市场不利于中国贸易条件的改善。

稀土;二元边际;贸易条件;出口竞争力

一、引言

稀土是17种元素的统称，是信息技术、生物技术、能源技术等高技术领域和国防建设的重要基础材料，有“工业维生素”的美称，是各国争相进口和储备的重要项目。长期以来，我国的稀土资源储量、产量和出口量都居于世界前列。用TC指数与MS指数来衡量，2001～2012年间，我国在稀土类产品上具有较强的竞争力(如图1所示)。

图1 2001～2012年间我国稀土TC指数和MS指数

然而，这种竞争力是单纯的表现为低价多销卖资源，是与我国稀土寡头地位相一致的具有定价权的竞争力，还是依赖于技术创新而获取的产品种类或质量上的竞争力?从长期来看，如果是第一种或者第二种，或者这两种的结合，则这种竞争力是不可持续的，因为稀土是一种不可再生资源，必定有耗竭的一天，单纯依赖出口价格或数量获取的竞争力必会随着资源的耗竭而消失。如果是第三种或者后两种的结合，则这种竞争力是可持续的，能帮助中国获取更多的贸易利益。孙泽生、蒋帅都利用1996～2005年各年海关税号为2846(稀土金属、钇、钪及其混合物的化合物)的数据测算出，1997～2005年间，我国的稀土出口价格趋于下降，价格贸易条件和收入贸易条件均存在明显的恶化趋势，虽然2005年后通过配额和关税等限制稀土出口的政策使得稀土贸易条件有所改善，但依然没有恢复到1997年的水平［1］。价格贸易条件的不断恶化与出口总价值的增加反映了我国稀土产业低价多销的发展路径。长此以往将导致中国稀土资源匮乏、出口收益下降，甚至陷入贫困化增长的困境。但并不是所有稀土产品的价格贸易条件都在持续恶化，因此，基于微观贸易数据重新考察稀土产业各产品出口与价格贸易条件的变化，探索稀土价格贸易条件变化的原因，对防止陷入贫困化增长，制定更加合理的稀土产业发展政策具有重要的参考价值［2］。

本文主要基于企业异质性贸易理论框架，借鉴Hummels、Klenow和宗毅君的方法，利用HS－6位数稀土进出口贸易数据，对稀土的价格贸易条件、二元边际(Dual Margin)、出口竞争力等指标进行测算，分析稀土出口增长与贸易条件之间的关系，探讨集约边际(Intensive Margin)和扩展边际(Extensive Margin)对中国稀土产业价格贸易条件的影响及其机理，以期为我国稀土价格贸易条件变化提供理论解释和经验证据，并为我们制定更加合理的稀土贸易政策、改善贸易利得提供政策参考。

二、文献综述

比较优势、规模经济、多样性偏好都曾是解释一国出口扩张的重要因素。自Marc J.Melitz等人开创性地将一国出口的总量增长分解为集约边际和扩展边际后［3］，国内外学者开始关注二元边际对于一国出口扩张的重要性。归纳起来，大致有以下两种观点:一是出口扩张主要源自扩展边际。例如，Jonathan Eaton、Samuel Kortum、Francis Kramarz利用企业层面的数据对法国出口增长进行分析，结果表明法国出口总量的变化最主要源于企业数量的变化(扩展边际的一种形式)。David Hummels、Peter J.Klenow利用126个国家向59个国家的出口数据进行分析，发现有60%的出口增长是由广度边际推动的。二是出口扩张主要源自集约边际。例如，Mary Amiti与Caroline Freund运用1992～2005年中美贸易数据测算发现，中国对美国的产品出口增长几乎全部源于集约边际，扩展边际的贡献只有5～15%［6］。Alberto Amurgo－Pacheco和 Martha Denisse Pierola利用1990～2005年的贸易数据对24个发达国家和发展中国家进行研究，结果表明，集约边际在贸易增长中起最主要的作用。Elhanan Helpman、Marc Melitz、Yona Rubinstein利用1970～1997年的数据进行测算，发现贸易增长主要依靠集约边际推动。钱学峰、熊平基于企业异质性贸易理论框架，利用1995～2005年HS－6位数贸易数据发现，无论是在多边层次还是双边层次，中国的出口增长主要是沿着集约边际实现的［4］。施炳展利用1995～2004年的贸易数据进行测算，发现中国出口贸易增长的集约边际比扩展边际数量增长快［5］。

二元边际能很好地解释一国的出口增长是源自于新企业进入出口市场、出口产品种类增加或新产品种类创造、现有出口企业或出口产品种类在原有方向上的出口数量扩张，却无法判断一国的出口增长是否陷入了“贫困化增长”或者有陷入“贫困化增长”的危险。于是有些学者通过测算进出口商品的价格贸易条件或三元边际来衡量一国出口增长的合理性。如施炳展在Hummels与Klenow的基础上，进一步将深度增长分解为数量增长与价格增长，建立三元分解框架对中国出口增长方式进行了研究［5］。王文治、陆建明利用微观贸易数据对中国制造业28个行业的贸易竞争指数和价格贸易条件进行测算，发现劳动密集型行业的价格贸易条件持续恶化，资本密集型行业的价格贸易条件不断改善，中高技术制造行业呈现价量齐涨的趋势，中低技术制造行业呈现量涨价跌的趋势［2］。宗毅君利用1996～2009年的数据对中国制造业的出口增长边际与贸易条件进行测算，得出广度边际能改善贸易条件，深度边际则反之［6］。

综上所述，虽然国内外文献对出口增长二元边际、价格贸易条件及二元边际对价格贸易条件的影响都有一定程度的研究，但现有文献主要从国家层面、制造业层面来测算中国的出口增长二元边际，对中国某个具体行业测算的不多，对稀土行业进行测算的几乎没有;现有文献也没有就中国稀土出口增长二元边际对价格贸易条件的影响进行实证研究。本文的研究对现有文献做了一个有益补充。主要体现在:首先，本文以2001～2012年间中国出口的主要稀土类产品的HS－6位数贸易数据为基础，首次测度了中国稀土行业对世界各个国家和地区在多边层面上的出口二元边际结构，较为全面的呈现中国稀土行业出口增长的微观结构。其次，利用微观贸易数据测算了中国稀土行业的价格贸易条件，并探讨了出口增长的二元边际对价格贸易条件的影响。这将有助于我们了解中国稀土产业出口利得的真实状况，为制定稀土贸易政策提供参考。

三、二元边际与价格贸易条件的测算方法及数据说明

(一)二元边际的测算方法及数据说明

1.产品种类的定义及数据说明

根据海关数据，找到2001～2012年间中国出口稀土产品的名称及HS编码，取其前六位，将具有相同HS－6位数级商品代码视为一个产品种类。如，铽的HS编码为2805301300，镝的HS编码为2805301200，钐的HS编码为2805301913，铕的HS编码为2805301914，本来是不同的产品，但其6位数级HS商品代码均为280530，在本文中，将其视为同一个产品种类。然后在UNCometrade数据库中，查找这些产品类别的微观贸易数据。按照这种方法，本文一共搜集了7个产品种类的数据，其HS－6位数级商品代码分别为284690、284610、280530、720299、360690、850511、253090。

2.2001～2012年间我国稀土出口基本情况

我国稀土出口额在2001～2012年间总体处于增长态势。2001～2008年稀土出口额处于增长期，2009年受金融危机影响，稀土出口额陡然下跌，2010年恢复增长并持续到2011年，2012年比2011略有减少(如图2所示)。此外，我国稀土出口量占总产量比例较高。据统计，2001～2006年中国稀土出口量占稀土总产量的比例都在55%以上，但2007年以后受到中国出口管制政策的影响，稀土出口量占稀土产量的比例开始逐年下降［8］。

图2 2001～2012年间中国稀土出口额

在稀土产品出口结构方面，仍旧以中低端产品为主。2001～2011年，中国中等附加值产品(如稀土冶炼分离产品等)出口量占稀土总出口量的平均比例为78%以上，而高附加值产品(如稀土永磁材料等)出口量占比平均为22%［8］。

在出口市场方面，主要以日本、美国、法国、意大利、德国、英国等国为主，不断向一些新的市场扩张。如与2000年相比，2001年中国稀土金属，钪和钇(HS－6编码280530)新增了保加利亚、约旦、菲律宾、新加坡、南非和西班牙 6个市场。2002年增加了塞浦路斯、芬兰、印尼、新加坡、南非、西班牙和阿联酋7个市场。

3.集约边际的测算方法

现有文献对集约边际的界定基本一致，即指现有出口企业和现有出口产品在单一方向上量的扩张。借鉴Hummels and Klenow(2005)和宗毅君(2012)的方法，我们用如下公式来对集约边际进行测算:

其中，IMt代表集约边际;Ict代表t年中国稀土行业对世界出口的产品种类集;Vcit代表t年中国对世界出口的产品种类i的价值;Voit代表t年世界其他国家或地区对世界出口的产品种类i的价值。

采用UNComtrade的中国对世界出口稀土的HS－6位数级微观贸易数据，基于公式(1)，就可以计算出2001～2012年中国稀土行业7种产品对世界出口的集约边际指数(如图3所示)。

4.扩展边际的测算方法

现有文献对于扩展边际还没有一个完全一致的定义。有些认为扩展边际主要是指开拓新市场，有些则认为是出口产品种类的增加。鉴于我国稀土出口种类多，每年的变化较小，从出口产品种类来衡量广度边际可能会出现该值恒约等于1的情况。但贸易对象国却是每年都有或多或少的变化，本文以老产品新市场来衡量扩展边际。即以2000年为基期，在各考察年份，若是开辟了新市场，则将该市场的贸易额计入扩展边际。其计算公式为:

其中，EMt代表扩展边际;Vcxt代表t年中国向新国出口的产品价值;Vcjt代表t年中国向旧国(以2000年为基期)所出口的产品价值。

根据上述公式，利用UNCometrade中的中国对世界稀土出口的全部6位数级微观贸易数据，就可以计算出2001～2012年间中国稀土行业对世界出口增长的扩展边际指数(如图3所示)。

图3 2001～2012年间集约边际与扩展边际

(二)价格贸易条件的测算方法

贸易条件是衡量一国参与国际贸易所获利益大小的一项重要指标。价格贸易条件即进出口商品比价，它是一国出口价格指数与进口价格指数的比率。在价格指数的测算上，国内外学者大致采用两种方法:一种是没有考虑产品种类变化的帕氏公式，一种是考虑了产品种类变化的“精确贸易条件”。在本文所采用的数据中，中国出口稀土产品的种类基本上没有变化。鉴于此，本文仍采用如下的帕氏公式来计算中国的稀土进出口价格指数:

其中，Pt代表稀土行业在t年的出口/进口价格指数;Ict代表t年中国稀土行业对世界出口的产品种类集;pit代表t年i产品的出口价格;qit代表t年i产品的出口数量;pij代表基年(j年)i产品的出口价格。利用UNCometrade中的中国对世界稀土出口的全部6位数级微观贸易数据，用出口价格指数除以进口价格指数便可得到2001～2012年间中国稀土产业的价格贸易条件(见图4)。

四、实证模型的构建及结果分析

本文意在考察中国稀土行业出口增长二元边际对价格贸易条件的影响。因此，以价格贸易条件为被解释变量，以集约边际、广度边际为解释变量，以可能会对稀土行业价格贸易条件产生影响的贸易竞争力指数、稀土产储比、外部冲击、生产率水平作为控制变量，建立如下计量模型进行分析:

其中，lnNBTT是价格贸易条件的自然对数，lnk为扩展边际的自然对数，lnj为集约边际的自然对数，α、β为待估参数，μt为随机误差项。t代表年份(t=2001－2012)。lnTC、lnq、lnr、lnS为前文所提及的4个控制变量的自然对数，其含义和计算方法如下:

(1)TC代表贸易竞争力指数，主要以我国稀土行业的进出额来分析国际竞争力，其计算公式为TCt=EXt－IMt/EXt+IMt.其中，Ext代表t年我国稀土类产品的出口，IMt代表t年我国稀土类产品的进口。若该指数为正，则说明我国稀土行业产品具有较强的出口竞争力，反之则说明具有较弱的竞争力。所有变量的原始数据均来自于UNComtrade和《中国统计年鉴》。

图4 2001～2012年间稀土产品的价格贸易条件

(2)q代表我国稀土产量与储量的比值。所有稀土产量与储量原始数据均引自参考文献［7］。

(3)r代表外部冲击。在2001～2012年间，中国稀土出口主要遭受了两次典型的外部冲击:一次是2001年世界经济的温和衰退和9·11恐怖事件，另一次是2009年的世界经济危机。我们设置虚拟变量r，如果年份是2001和2009，则lnrt= 1，否则lnrt=0。

(4)S代表劳动生产率，本应由稀土行业产出增加值与从业人员年均人数之比来表示，但后者的数据难以获得，采用中国制造业行业的产出增加值与各行业从业人员年均人数之比来表示。

对各变量进行平稳性检验，发现除lnSt是二阶单整外，其他变量都是一阶单整。为防止出现伪回归现象，本文剔除变量lnSt，将其余各变量数据代入方程(5)进行回归分析，结果如表1所示。

表1 模型中各变量的回归结果

从表1的回归结果来看，F和R2值都比较高，说明模型拟合的程度较好。解释变量集约边际(lnj)的系数为正且显著，说明2001～2012年间，我们所选用的7种产品在总体上出现了价量齐涨的现象。这一点与宗毅君的结论［6］不相符。我们的解释是，稀土不同于一般的制造业产品，它是一种战略性矿产资源，除了使用价值之外还有储备价值，很多国家在价格优惠时大量购买并储备起来，以备涨价或资源耗竭之后使用。可以说，稀土的需求是难以完全满足的，只要掌握了定价权，就有可能会出现价量齐涨的现象。2001～2012年间，稀土出口鼓励力度的逐步减小、出口管制力度的逐步加大在一定程度上增加了我国在部分市场上、部分产品的市场定价权，造成了我国7种稀土产品总体价格的回升和价格贸易条件的改善，也使得我国稀土产业单纯依赖低价扩张出口的现象有所缓解。部分产品，如HS编码为720211的含稀土铁合金还出现了价量齐涨的现象。

解释变量扩展边际(lnk)的系数为负且显著。可能的原因是，在2001～2012年间所开拓的新市场中，中国的稀土贸易定价权缺失或者定价权有限。在这种情况下，单纯依靠价格上的竞争力来开拓新市场并不利于中国贸易条件的改善。

三个控制变量的回归系数与预期也较为一致。其中，贸易竞争力指数(lnTC)系数为负且显著，这说明2001～2012年间，我国稀土行业贸易竞争力指数与价格贸易条件指数总体上呈反向变化且影响显著。这也印证了我国目前仍以价格作为主要核心竞争力的现状。

产储比(lnqt)的回归系数为负且显著，这说明对现有稀土产储比对我国贸易条件有负面影响。我国是稀土生产和出口大国，如果政府对稀土产业不严加管制，放纵稀土的开采，放纵企业低价竞销，在产品替代性较大的情况下，极易导致价格的下跌，从而恶化我国的价格贸易条件。

外部冲击变量(lnrt)的系数为负且显著，说明外部冲击对我国稀土价格贸易条件有较强的负面影响。从图3可以看出，2001～2012年间，中国的稀土产品出口仍然是以集约边际占绝对主导地位，因而在发生外部冲击时容易发生急剧的价格波动，影响贸易条件。

五、结论与政策含义

本文主要基于企业异质性贸易理论框架，借鉴Hummels、Klenow和宗毅君的方法，利用2001～2012年间中国HS－6位数稀土进出口贸易数据，对稀土的价格贸易条件、二元边际、出口竞争力等指标进行测算，分析稀土出口增长与贸易条件之间的关系，探讨集约边际(Intensive Margin)和扩展边际(Extensive Margin)对中国稀土产业价格贸易条件的影响及其机理。

从检验结果来看，中国稀土出口增长的二元边际是影响价格贸易条件的重要因素。其中，集约边际有利于改善贸易条件，扩展边际不利于改善贸易条件。这与我国的市场定价权以及核心竞争因素有关系。因此，要进一步夺回市场定价权，并继续致力于稀土产业结构升级，提高高附加值产品出口比重，以获取更多的贸易利得，从根本上改善我国价格贸易条件。

其次，稀土行业竞争力指数和产储比对价格贸易条件的影响均为负且显著。从理论上讲，以价格为核心竞争因素的贸易竞争力，其竞争力指数越高，价格贸易条件越差。而以产品质量、品牌之类的非价格因素为核心竞争因素的贸易竞争力，其竞争力指数越高，价格贸易条件越好。虽然中国的出口规制政策在一定程度上降低了价格竞争力，却在一定程度上改善了我国稀土的价格贸易条件，也使得我国稀土产业单纯依赖低价扩张出口的现象有所缓解。在产量上，高替代性的产品数量越多，越容易导致卖家之间竞相压价，导致价格贸易条件恶化。出口规制政策在一定程度上使得我国稀土出口量占产量比有所减少，这也在一定程度上缓解了我国量涨价跌的态势，改善了我国的价格贸易条件。因此，出口规制政策对于当前规范我国稀土出口秩序，改善贸易条件还是有一定作用的，但是我国在WTO稀土案中败诉后，已于2014年底取消了出口配额制，关税政策以后也会取消。在这种情况下，中国应充分利用资源税、环境税、行业准入门槛等措施来代替出口配额政策，继续约束我国稀土出口量，影响稀土出口价格，防止陷入贫困化增长的困境。

再者，一国的出口增长过多的依赖于集约边际易遭受外部冲击，而外部冲击对我国稀土价格贸易条件有较强的负面影响。因此，在改善我国稀土产业出口结构、培育非价格竞争优势的同时，中国可以致力于开拓新市场，以降低贸易风险并获得价格贸易条件改善的好处。

［1］孙泽生，蒋帅都.中国稀土出口市场势力的实证研究［J］.国际贸易问题，2009，(4):31－37.

［2］王文治，陆建明.中国制造业的贸易竞争力与价格贸易条件:基于微观贸易数据的测算［J］.当代财经，2012，(9):80－90.

［3］Marc J Melitz.The Impact of Trade on Intra－industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity［J］.Econometrica，2003，71(6):695－725.

［4］钱学峰，熊平.中国出口增长的二元边际及其因素决定［J］.经济研究，2010，(1):65－79.

［5］施炳展.中国出口增长的三元边际［J］.经济学，2010，(7):1311－1330.

［6］宗毅君.中国制造业的出口增长边际与贸易条件［J］.产业经济研究，2012，(1):17－25.

［7］叶仁荪，吴一丁.中国稀土战略开发及出口产业规制政策研究［M］.北京:科学出版社，2014.

［责任编辑:陈宇涵］

F426.1;F752

A

1672 -5956(2016)02-0049-06

10.3969/j.issn.1672－5956.2016.02.008

2015-03-23

教育部人文社会科学研究青年基金项目(13YJC790203);湖南省社会科学优秀青年人才培养基金(B21342);湖南科技大学博士科研启动基金(E51322)

张群卉，1982年生，女，湖北潜江人，湖南科技大学商学院讲师，博士，研究方向为经济管制与公共经济，(电子信箱)qhz1003@126.com。