中国对外经济关系中的贸易条件_一般趋势与影响因素_袁欣

经济研究导刊ECONOMIC RESEARCH GUIDE总第75期2010年第1期Serial No．75No．1，2010贸易条件指数是国际经济关系中衡量相对贸易利益变动趋势的一个重要指标。

近年来，部分学者认为，贸易条件指标只适用于供给约束型经济，而不适用于需求约束型经济，而当前的世界经济总体上是属于需求约束型的[1]。

但我们认为，价格贸易条件作为静态指标，或许存在缺陷而不能衡量贸易利益的分配；但价格贸易条件指数作为时间序列性的动态指标，则不失为最简单客观的衡量比较利益变动趋势的测量方法。

为了叙述方便，如没特别说明，本文中的贸易条件均指价格贸易条件。

一、中国的价格贸易条件变动状况改革开放以来，中国的对外贸易取得了显著的成就，2007年中国已成为世界第三大贸易国。

与贸易额的显著增长和贸易地位的快速上升相比，中国对外经济关系中的贸易条件则呈现出相反的态势，长期以来中国的出口价格水平下降，进口价格水平上升，这是典型的贸易条件恶化表现。

根据中国海关统计，19世纪80年代，中国出口商品平均售价下降9.7%而同期世界平均出口售价却上升16.6%[2]。

商务部国际贸易研究院研究员赵玉敏、郭培兴和王婷（2002）通过编制和计算各项贸易条件指数得出：1993—2000年间中国整体价格贸易条件下降13%，其中制成品价格贸易条件下降14%，初级产品价格贸易条件下降2%，所以制成品的价格贸易条件下降是导致中国整体价格贸易条件下降的主要原因[3]。

张海波、刘洪钟（2008）通过对1981—2007年中国贸易条件的测算发现:中国总体贸易条件、初级产品贸易条件和工业制成品贸易条件都呈下降趋势，每年下降速度分别为4.6%、2.6%和5.1%[4]。

世界银行统计资料则显示，从1981—2007年，中国的价格贸易条件指数呈波动性下降，总体下降了34.2%，最近几年持续下降。

另外，李志弘（2002）、黄满盈（2006）对近十多年的中国贸易条件变化趋势进行了实证研究，他们分别对初级产品和工业制成品的各类价格贸易条件进行了分析，也得出中国贸易条件处于不断恶化趋势的结论[5～6]。

二、中国价格贸易条件影响因素的理论分析从贸易条件的定义看，直接影响贸易条件的因素当然就是进出口商品价格，所以任何影响进出口商品价格的因素也就是影响贸易条件的因素。

现实中影响进出口商品价格的因素很多，所以贸易条件的变化是一个非常复杂的过程。

那么，究竟哪些因素是影响中国贸易条件变动的主要因素呢？我们认为，以下因素是影响中国价格贸易条件变动的主要因素：国内生产总值、出口商品结构、汇率和关税税率。

下面分别予以说明。

国内生产总值（GDP ）表示一国在一定时期内运用生产要素所生产的全部最终产品的市场价值。

对于贸易小国来说，其经济增长会改变进出口商品结构，但是它们仍只是国际市场价格的被动接受者，所以其经济增长不会对其贸易条件产生影响。

但对于贸易大国来说，它们是国际市场价格的影响者和制定者，其经济的增长会推动产品供求结构的变化，进而影响贸易结构和规模，进出口商品价格也因此变化，从而贸易条件发生改变。

当一国经济增长时，会产生两方面的效应：消费效应和生产效应。

前者表示随着经济的增长，国内对进口品的需求特别是高档品的需求会增加；后者表示随着经济的增长，生产能力扩张国内进口品的供应数量也会增加。

对贸易条件的影响要看这两方面效应的大小。

经济增长收稿日期：2009-11-20基金项目：教育部人文社会科学一般项目“贸易结构、产业结构与比较优势的关系：理论与实证”（07JC790020）作者简介：袁欣（1968-），男，山东青岛人，副教授，博士研究生，从事国际贸易学研究；敬丽（1986-），女，四川南充人，硕士研究生，从事国际贸易学研究。

中国对外经济关系中的贸易条件：一般趋势与影响因素袁欣，敬丽（广东外语外贸大学国际经济与贸易学院，广州510006）摘要：长期以来，贸易条件都被认为是衡量一国获取贸易利益大小的一项重要指标，各国对贸易条件的变动都十分关注。

通过收集中国历年来贸易条件数据，首先分析了过去这些年来中国价格贸易条件的变动趋势，然后先从理论和实证方面分析了影响中国价格贸易条件变动的主要因素与贸易条件之间的关系。

最后根据模型结论提出相应对策，以使贸易条件朝着中国对外贸易有利的方向发展，使中国从贸易大国转变成真正的贸易强国。

关键词：价格贸易条件；趋势；影响因素；进出口中图分类号：F75文献标志码：A文章编号：1673-291X （2010）01-0162-03162——的源泉有两个，一是要素禀赋的增加，包括劳动力和资本等生产要素的增加；二是技术进步。

一般来说，前者会使贸易条件下降，而后者会促进生产能力的提高从而有利于贸易条件的改善。

出口商品结构（RM P）表示工业制成品出口总额与初级产品出口总额的比值。

多年来，中国都在努力提高出口产品科技含量，优化和提升出口商品结构，也取得了显著成果，从1985—2007年，中国出口商品结构已发生巨大的变化，工业制成品的出口比例从1985年的49%上升到2007年的95%；初级产品的出口比例则从1985年的51%下降到2007年的5%。

然而中国工业制成品的技术含量仍然比较低，产品附加值低，又缺乏核心品牌，所以出口商品还是处于价值链的低端。

由于中国对外贸易规模已经相当庞大，其出口商品结构的变化会影响国际市场的供求平衡从而影响到中国的贸易条件。

汇率（R）是一国货币与外国货币交换的比价，而贸易条件则是用本国货币或外国货币表示的进出口商品价格的比价，所以汇率必然与贸易条件存在紧密联系。

国内学者对汇率与贸易条件关系的研究也很多，从表面上来看，本币升值会抬高出口价格降低进口价格，从而改善贸易条件，但事实并非如此。

汇率对贸易条件的影响程度、方向及作用机理是比较复杂的。

谢朝阳（2008）通过研究发现本币升值能够改善贸易条件其实是一种错觉，能否改善贸易条件取决于许多因素，短期要看贸易条件计价结算时选择哪种货币，只有当出口时用本币而进口用外币时才改善贸易条件，长期则取决于进出口供求弹性大小[7]。

关于汇率变动对贸易条件的影响最常被使用的是马歇尔—勒纳条件的弹性分析方法。

即，一国货币贬值能否改善一国贸易收支状况，取决于出口商品的需求弹性和进口商品的需求弹性，如果两者之和的绝对值大于1，则一国货币贬值会改善其贸易收支从而改善其贸易条件。

罗宾逊夫人曾论证过进出口商品供求弹性之间的数学关系，其结论是：当SmSx＞DxDm时，本币贬值导致本国贸易条件的恶化；当SmSx=DxDm时，本币贬值不会影响本国的贸易条件；当SmSx＜DxDm时，本币贬值将改善本国的贸易条件。

其中Sm、Sx分别代表进、出口的供给弹性，Dm、Dx分别代表进出口的需求弹性。

关税（T）的主要作用在于保护国内市场和本国幼稚产业，关税也可以通过调节进出口商品价格从而改变一国的贸易条件。

在别国不存在关税报复的前提下，如果是贸易大国征收出口关税，则会提高出口商品的价格从而有利于其贸易条件改善。

同样如果贸易大国征收进口关税的话，会提高进口商品的价格，从而减少其进口量，因为贸易大国能够影响国际市场价格所以其进口量的减少会降低商品的国际市场价格从而有利于贸易条件的改善。

一般来讲，在别国不存在关税报复的情况下，只要征收关税的是贸易大国，不管其征收的是进口关税还是出口关税都会有利于该国的贸易条件改善。

三、中国价格贸易条件影响因素的实证分析拟构造的经济计量模型如下：LnNBTT t=C t+αLnGDP t+βLnRM P t+γLnR t+δLnT t+εt其中，NBTT是被解释量中国的价格贸易条件，GDP、RM P、R、T分别表示解释变量国内生产总值指数、出口商品结构、汇率和实际关税率，α、β、γ、δ为待估参数，分别表示GDP、RM P、R、T对贸易条件的影响程度，模型中对各变量取对数是为了更容易得到平稳的数据且不改变时间序列的性质和相互关系。

中国对外经济关系中的贸易条件指数NBTT的数据来源于世界银行网站，以2000年为基期，该年的贸易条件指数为100。

国民收入因素的GDP指数，数据来源于2008年的《中国统计年鉴》，为了与贸易条件指数相匹配，本文将GDP 指数也重新换算成以2000年为基期。

出口商品结构RM P其数据取自《中国统计年鉴》各相关年份和本文的计算，计算方法是出口商品中工业制成品的出口值与初级产品的出口值（亿美元）之比。

汇率R采用人民币对美元的年平均汇价（中间价），单位为人民币元，其数据直接取自2008年《中国统计年鉴》。

实际关税率T，数据来源于历年《中国统计年鉴》和本文的计算，计算方法是进口关税实际征收总额与进口总额之比。

1.变量的单位根检验。

在进行计量分析时，首先对时间序列变量进行平稳性检验，我们对经过处理的中国对外贸易条件指数、国民收入指数、出口商品结构、汇率、实际关税税率的对数形式进行单位根形式的平稳性检验。

2.协整检验。

首先，主要根据赤池信息准则（AIC）或施瓦茨准则（SC）确定滞后阶数k，根据取得AIC的值或SC的值最小的k值的原则确定滞后阶数为2，ADF检验已显示，变量的一阶差分均是平稳的，变量间存在协整关系。

依据上文分析关于各因素对中国对外经济关系中的贸易条件的影响，通过计量软件Eviews5.0对经济模型进行AR （1）形式回归，并剔除t检验值不显著的变量，最终回归结果如下：LnNBTT t=0.455509LnGDP t-0.558364LnRM P t+0.528482Ln （2.557543）（-3.270488）（7.481551）R t+0.169945LnT t+0.504087LnNBTT t-1（2.410579）（4.459245）R2=0.757284R2=0.700175DW=2.104994回归结果中，R2的结果表明各解释变量对被解释变量的解释程度达75.7%，拟合较好；DW检验值为2.10，基本排除了模型的自相关问题。

查t分布，可以看出上式中LnGDPt、LnRM P t、LnR t、LnT t的系数在0.05的显著水平下，都通过t检验，都是显著的。

为了避免伪回归，对回归方程的残差项εt 进行ADF检验以确定其是否平稳，结果为残差项的ADF检验值（-4.57）小于1%显著水平的临界值（-4.46），即回归方程的残差项εt在1%的显著水平下是平稳的，则该方程不是伪回归。

因此，LnNBTTt与LnGDPt、LnRM P t、LnR t、LnT t之间存在长期稳定的协整关系。

3.格兰杰因果关系检验。

协整检验只是证明了各变量之间存在长期的均衡关系，这种关系是否构成因果关系还需要进行格兰杰（Granger）因果关系检验。

下面分别对国内生产总值、出口商品结构、汇率、关税与价格贸易条件做格兰杰因果关系检验。