徐 艷，袁奧博，巫 姮

(1.海南大學 經(jīng)濟與管理學院，海南 ?？?570228；2.中國信達資產(chǎn)管理股份有限公司 廣東分公司，廣東 廣州 510620；3.浙江大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310058)

一、引言

自2017年8月美國對中國啟動“301調(diào)查”以來，中美貿(mào)易爭端逐漸升級，直到2018年7月，以互征關稅為代表的貿(mào)易戰(zhàn)正式打響。美國是中國的第二大進出口貿(mào)易伙伴、第一大出口目的地，中美之間這場未真正打響的貿(mào)易戰(zhàn)不禁讓人思考，如果中國主要貿(mào)易伙伴采取以提高關稅為代表的貿(mào)易保護措施，這會對中國的出口造成什么樣的影響。李昕(2012)曾基于改進GTAP 模型模擬了中美雙方互相征收懲罰性關稅的情形，結(jié)果顯示，中國中間投入產(chǎn)品的出口額會下降約19%。[1]

近些年來，隨著中國科技水平的不斷提高，中國的出口產(chǎn)品逐漸由“中國制造”轉(zhuǎn)向“中國智造”，中國在全球價值鏈中的位置不斷向更高水平遷移，挑戰(zhàn)以歐美日為代表的主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易地位。中國與主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易摩擦和爭端會越來越激烈和突出，貿(mào)易伙伴采取包括臨時性提高進口關稅在內(nèi)的貿(mào)易保護措施的可能性也越來越高。

有效評估主要貿(mào)易伙伴提高進口關稅對中國出口的影響，有助于增強中國應對貿(mào)易保護的底氣和信心，為中國準確把握應對貿(mào)易伙伴的貿(mào)易保護行為的施政尺度提供依據(jù)，從而實現(xiàn)政策措施在成本和收益上的平衡。然而，并沒有文獻就主要貿(mào)易伙伴關稅變動對中國出口的影響進行整體性分析，為此，本文以中國主要貿(mào)易伙伴為樣本，評估了主要貿(mào)易伙伴關稅變動對中國出口的影響。

本文一共分五部分。第一部分為引言，主要以“中美貿(mào)易戰(zhàn)”為背景，引入本文的研究主題；第二部分為文獻綜述，主要闡述了近些年文獻中關于進口國進口關稅對出口國出口影響的邏輯鏈條；第三部分為實證研究，主要包括了研究設計和實證分析；第四部分為穩(wěn)健性分析，主要包括了三個穩(wěn)健性檢驗和對全文計量結(jié)果的討論；第五部分為本文的結(jié)論，總結(jié)了全文的研究結(jié)論，并據(jù)研究結(jié)論就當前形勢提出了簡要政策建議。

二、文獻綜述

近些年，有一系列文獻從不同角度闡述了進口國進口關稅變化對出口國出口的影響，逐漸形成了相對完整的邏輯鏈。

通過單方面征收或提高進口關稅可以降低出口國的出口競爭力，從而改善進口國的福利。[2]但如果其他國家也競相征收關稅，則可能會引發(fā)爭端。[3]兩個貿(mào)易國家同時采取關稅政策，會出現(xiàn)納什政策博弈，各國在這種政策博弈之下獲得均衡利益。[4]通過連續(xù)多輪談判、區(qū)域協(xié)議和貿(mào)易自由化，能夠削減包括進口關稅在內(nèi)的貿(mào)易壁壘，[5]從而避免關稅政策博弈帶來的負面影響。雖然許多產(chǎn)品貿(mào)易在世界范圍內(nèi)已經(jīng)整體放開，但這并不意味著關稅等貿(mào)易壁壘已經(jīng)不再起作用。在一個以全球價值鏈為特征的世界中，即使微小的關稅都可能會對貿(mào)易產(chǎn)生重大影響，因為關稅具有累積效應：當中間投入多次跨境貿(mào)易時，關稅會不斷累加征收，而下游企業(yè)將面臨全產(chǎn)業(yè)鏈的全額關稅。[5]

貿(mào)易自由化刺激了出口增長，也進一步提高了進口增長率，[6]進口關稅的下降是本國出口增長的重要因素[7]。高品質(zhì)產(chǎn)品的生產(chǎn)往往被視為出口成功和經(jīng)濟發(fā)展的先決條件，降低進口關稅，更加充分地接觸世界前沿質(zhì)量和參與競爭，能夠加快自身產(chǎn)品質(zhì)量的提升速度。[8～9]降低東道國進口關稅不但能促使出口國的出口增長，也促進出口國出口更趨多樣化，更推動了出口國企業(yè)生產(chǎn)效率的增長。[10～11]但關稅下降也可能會帶來出口企業(yè)產(chǎn)品組合的傾斜效應，使得企業(yè)生產(chǎn)和出口更多具有競爭優(yōu)勢的產(chǎn)品。[12]

區(qū)域經(jīng)濟組織內(nèi)部可能結(jié)成了某種自由貿(mào)易契約，但各個國家的貿(mào)易關稅往往存在著較大差異，因為每個國家都有不同的進口組合。因此，一些國家的整體進口關稅會高于其他國家。這種差異在一定程度上是故意的，因為各國知道他們需要進口的是哪些商品，所以各個國家會根據(jù)自己的貿(mào)易偏好來制定關稅稅率。[13]歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟關稅壁壘的下降使中國受益明顯，但歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟的受益程度卻較為有限，僅能在中國積極減稅而自身保守減稅的情景下實現(xiàn)經(jīng)濟福利的小幅提升；這是因為歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重資源產(chǎn)品和重工業(yè)，民生相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展較滯后，居民消費大量依賴進口產(chǎn)品，這些結(jié)構(gòu)性因素導致其無法有效利用中國市場開放。[14]在中國與上合組織成員國和金磚國家的貿(mào)易合作中，降低關稅僅能夠在一定程度上促進貿(mào)易發(fā)展。[15～16]

在上述一系列的研究中，雖然有劉宇(2017)、李軍和李潔玲(2017)、李俊久等(2017)、沈國兵和張學建(2018)等文獻說明貿(mào)易伙伴進口關稅對中國出口的影響，但其研究多從企業(yè)、特定區(qū)域、特定行業(yè)、特定貿(mào)易產(chǎn)品類型等角度出發(fā)，研究在相應角度下的這一問題。這些研究的視角都很好，并且回答了特定角度下的特定情形，讓人們能夠?qū)ο嚓P問題擁有相對清晰的認識，但都沒有回答一個整體性的問題，那就是：主要貿(mào)易伙伴進口關稅變動會對中國出口產(chǎn)生什么樣的影響？具體來說是，中國出口對貿(mào)易伙伴進口關稅的彈性(出口-關稅彈性)有多大，這不能不說是一個遺憾。

為此，本文以中國23個主要貿(mào)易伙伴2002年至2016年的數(shù)據(jù)為樣本，評估了主要貿(mào)易伙伴進口關稅變化對中國出口的影響，借以回答主要貿(mào)易伙伴進口關稅變動對中國出口產(chǎn)生的影響問題。

三、實證研究

(一)研究設計

為估算主要貿(mào)易伙伴進口關稅對中國出口的影響，本文假定貿(mào)易伙伴進口關稅與中國出口二者為線性關系，參考李俊久和丘儉裕(2017)的模型設定[16]，設定基準經(jīng)濟計量模型如式1所示。

(式1)

其中，export表示被解釋變量中國對貿(mào)易伙伴的出口額；用中國對貿(mào)易伙伴的出口總額、初級產(chǎn)品出口額和工業(yè)產(chǎn)品出口額占貿(mào)易伙伴的國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例(p_export、p_primary和p_industrial，%)作為中國對貿(mào)易伙伴的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品出口的代理變量，用以刻畫中國對貿(mào)易伙伴的出口情況。

tax表示核心解釋變量貿(mào)易伙伴的進口關稅；用貿(mào)易伙伴的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率(tax_app、primary_app和industrial_app，%)作為貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅代理變量，用以刻畫貿(mào)易伙伴的進口關稅水平。

gdp表示控制變量貿(mào)易伙伴的國內(nèi)生產(chǎn)總值；用貿(mào)易伙伴的國內(nèi)生產(chǎn)總值自然對數(shù)(lngdp)作為代理變量，用以刻畫貿(mào)易伙伴的市場規(guī)模。cngdp表示控制變量中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值；用中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值自然對數(shù)(lncngdp)作為代理變量，用以刻畫中國的產(chǎn)出規(guī)模。distance表示控制變量貿(mào)易伙伴的到中國的距離；用貿(mào)易伙伴的首府到中國北京的直線距離的自然對數(shù)(lndistance)作為代理變量，用以刻畫貿(mào)易運輸成本。pcgdp表示控制變量貿(mào)易伙伴的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；用貿(mào)易伙伴的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值自然對數(shù)(lnpcgdp)作為代理變量，用以刻畫貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟發(fā)展水平。reer表示控制變量貿(mào)易伙伴的本幣匯率；用貿(mào)易伙伴本幣的真實有效匯率自然對數(shù)(lnreer)作為代理變量，用以刻畫貿(mào)易伙伴的貨幣購買力。bound表示控制變量貿(mào)易伙伴是否與中國陸地接壤；用(0,1)虛擬變量作為代理變量，如貿(mào)易伙伴與中國陸地接壤，bound賦值為1，否則賦值為0；用以刻畫貿(mào)易伙伴陸路交通的便捷度。bound表示控制變量貿(mào)易伙伴是否曾經(jīng)或至今有使用漢字；用(0,1)虛擬變量作為代理變量，如貿(mào)易伙伴曾經(jīng)或至今有使用漢字，chn賦值為1，否則賦值為0；用以刻畫貿(mào)易伙伴的與中國的文化趨同性。year_dummy表示控制變量年份虛擬變量，用以刻畫隨年份變化但模型未捕捉到的時間固定效應。β表示估計系數(shù)，ε表示未能捕捉到的隨機擾動項，i表示貿(mào)易伙伴個體，t表示年份。

根據(jù)海關總署于2018年1月18日公布的《2017年12月進出口商品主要國別(地區(qū))總值表(人民幣值)》，認定香港、印度、日本、韓國、中國臺灣、印尼、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南、英國、德國、法國、意大利、荷蘭、俄羅斯、南非、巴西、加拿大、美國、澳大利亞和新西蘭等23個國家和地區(qū)為中國的主要貿(mào)易伙伴，作為本文的研究樣本。

限于數(shù)據(jù)可得性，數(shù)據(jù)期間為中國正式加入WTO的第二年即2002年至2016年，數(shù)據(jù)頻率為年度，所有金額均為美元金額。中國對貿(mào)易伙伴的出口額來源于Wind，真實有效匯率來源于國際清算銀行網(wǎng)站，距離數(shù)據(jù)和陸地接壤數(shù)據(jù)來源于筆者使用百度地圖手工測量，貿(mào)易伙伴使用漢字的數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)百度百科等網(wǎng)絡資料整理，其余所有數(shù)據(jù)均來源于世界銀行網(wǎng)站。因部分數(shù)據(jù)存在缺失，用線性插值法進行補齊。

為避免極端值對結(jié)果的影響，對所有數(shù)值型數(shù)據(jù)做了Winsorizing(1,99)的縮尾處理。經(jīng)檢驗，各變量之間的最大方差膨脹因子為5.418，平均方差膨脹因子為3.003，可以認為不存在嚴重多重共線性。本文實證研究中使用到的數(shù)據(jù)情況如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計量

(二)實證分析

基于上述研究設計，使用OLS估計法做基準回歸得到的結(jié)果如表2所示。其中模型1、模型2和模型3分別為貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅對中國的總出口的回歸，模型4和模型5分別為貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品和初級產(chǎn)品的進口關稅對中國的初級產(chǎn)品出口的回歸，模型6和模型7分別為貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅對中國的工業(yè)產(chǎn)品出口的回歸。

基于表2的回歸結(jié)果，從相關性上看，貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅與中國的總出口顯著負相關，所有產(chǎn)品和初級產(chǎn)品的進口關稅與中國的初級產(chǎn)品出口顯著負相關，所有產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅與中國的工業(yè)產(chǎn)品出口顯著負相關。從數(shù)值上看，貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品的進口關稅每提高1%，中國的總出口顯著減少約1.987%；貿(mào)易伙伴初級產(chǎn)品的進口關稅每提高1%，中國的初級產(chǎn)品出口顯著減少約0.055%；貿(mào)易伙伴工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅每提高1%，中國的工業(yè)產(chǎn)品出口顯著減少約1.290%。

總而言之，基準回歸的結(jié)果表明，貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國的出口顯著負相關；其中，中國的所有產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅彈性最大，中國的工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅彈性其次，中國的初級產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅最小。

表2 基準回歸

續(xù)表

variablep_exportp_primaryp_industrial模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7ln_distance0.321-5.822***2.566-0.522***-0.700***0.5732.469(1.581)(1.617)(1.814)(0.130)(0.140)(1.738)(2.034)ln_pcgdp2.215***3.478***2.800***0.370***0.403***4.073***4.814***(0.805)(0.648)(0.995)(0.073)(0.061)(0.977)(1.226)ln_reer2.7403.558-2.4631.654***1.665***7.7293.052(5.515)(5.184)(6.283)(0.456)(0.450)(6.101)(7.023)bound30.158***30.978***32.720***1.412***1.437***31.541***34.101***(1.850)(1.746)(2.106)(0.151)(0.149)(2.018)(2.331)chn11.732***6.747***13.205***0.3100.1578.895***10.216***(2.314)(2.228)(2.636)(0.205)(0.205)(2.741)(3.208)_cons-12.0696.773-75.449-1.723-0.979-13.141-42.388(31.357)(29.613)(46.016)(2.661)(2.645)(35.623)(51.160)Year FEYesYesYesYesYesYesYesR2_Adjusted0.6450.6850.6500.6830.6890.6740.674F27.59132.83125.44427.92428.70426.94924.145N309309278264264264236

注：括號上方的數(shù)值為回歸系數(shù)，括號中的數(shù)值為估計系數(shù)的標準誤，R2_Adjusted表示調(diào)整后的判定系數(shù)，F(xiàn)表示模型整體顯著性檢驗值，N表示觀測值數(shù)；“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%置信水平下顯著。

中國的初級產(chǎn)品與工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅彈性存在較大差異，這可能與中國的出口構(gòu)成有關。自1995年以來，中國的出口均以工業(yè)制成品為主。以本研究的23個主要貿(mào)易伙伴樣本為例，在1995年，中國對主要貿(mào)易伙伴的總出口額、初級產(chǎn)品出口額和工業(yè)制品出口額分別為1,305億美元、114億美元和586億美元，初級產(chǎn)品和工業(yè)制品分別占出口總額的8.7%和44.9%；到2017年中國對主要貿(mào)易伙伴的總出口額、初級產(chǎn)品出口額和工業(yè)制品出口額分別為17,409億美元、1,133億美元和15,261億美元，初級產(chǎn)品和工業(yè)制品分別占出口總額的6.5%和87.7%。1995年至2017年間，初級產(chǎn)品出口占比始終低于10%，占比均值為6.0%；工業(yè)產(chǎn)品出口占比從44.9%大幅度上升到87.7%，成了中國出口的主要產(chǎn)品類型。作為中國出口的最主要產(chǎn)品類型，工業(yè)產(chǎn)品出口對貿(mào)易伙伴的進口關稅稅率變化比初級產(chǎn)品要更為敏感，所以工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴進口關稅的彈性遠大于初級產(chǎn)品。

圖1 歷年中國對主要貿(mào)易伙伴的出口構(gòu)成圖

四、穩(wěn)健性分析

(一)穩(wěn)健性檢驗

雖然實證研究中能得到貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國的出口顯著負相關，且工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅彈性遠大于初級產(chǎn)品的結(jié)果，但這一結(jié)果可能與特定樣本、特定代理變量和反向因果有關，為排除這些潛在因素對本文結(jié)論的干擾，需要對基準回歸中的結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗。

特定樣本是指，因為使用了前述23個國家和地區(qū)這一特定樣本才得到基準回歸中的結(jié)果，如果將樣本進行一定程度的擴大，其結(jié)果可能會有所差異，結(jié)論的可推廣性也可能因此存疑。為此，根據(jù)中國對各國的出口額和數(shù)據(jù)可得性，增加緬甸、沙特、阿聯(lián)酋、阿曼、伊朗、土耳其和巴基斯坦等7個國家作為研究樣本，以表2中的回歸模型設定重新做OLS回歸的結(jié)果如表3所示。

特定代理變量是指，在基準回歸中用貿(mào)易伙伴的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的加權(quán)平均適用稅率作為進口關稅代理變量，如果換用其他的代理變量，回歸結(jié)果可能會產(chǎn)生變化；另外，加權(quán)平均適用稅率是以每種產(chǎn)品在相應貿(mào)易伙伴的進口額中所占比例為權(quán)數(shù)對有效適用稅率進行加權(quán)計算得出的平均數(shù)，以衡量貿(mào)易伙伴對所有進口來源國的整體進口關稅水平；然而，中國加入WTO之后，向所有WTO成員國出口的貨物都應當適用最惠國稅率，即使少數(shù)國家沒有加入WTO，也都與中國簽訂了互惠協(xié)議從而適用最惠國稅率，所以，中國的適用稅率應為最惠國加權(quán)平均稅率。為此，使用貿(mào)易伙伴的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的最惠國加權(quán)平均稅率(tax_fav、primary_fav和industrial_fav，%)作為進口關稅代理變量，以表2中的回歸模型設定重新做OLS回歸的結(jié)果如表4所示。

經(jīng)過40年的改革開放，中國已成為世界第一大貿(mào)易國、第一大制造業(yè)國、第一大貨物貿(mào)易出口國，也是170多個國家的第一大貿(mào)易伙伴。中國的出口對絕大多數(shù)貿(mào)易伙伴至關重要，因此，中國的出口可能會對貿(mào)易伙伴的貿(mào)易政策和進口關稅水平形成造成影響，中國的出口反而是貿(mào)易伙伴進口關稅發(fā)生變化的原因；基準回歸中得到的貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國出口之間的顯著相關性可能體現(xiàn)的是這一反向因果關系，而非貿(mào)易伙伴的進口關稅影響中國的出口。這一反向因果問題的存在會直接干擾本文的結(jié)論，因此本文采用IV估計法來排除這一潛在內(nèi)生性的干擾。相應的思路是，作為世界上最大的新興市場，中國吸引著貿(mào)易伙伴前來投資；如果貿(mào)易伙伴在中國有大量的直接投資，出于獲得中國市場準入的考慮，貿(mào)易伙伴可能會降低對中國的進口關稅；貿(mào)易伙伴在中國直接投資主要是為了獲取中國市場而非經(jīng)過中國加工后返銷本土，因此貿(mào)易伙伴在中國直接投資影響其進口關稅，但不直接影響中國對其的出口。所以，本文以貿(mào)易伙伴對中國的直接投資(占貿(mào)易伙伴GDP比重，%)作為關稅稅率的工具變量，估計出貿(mào)易伙伴的進口關稅的外生部分，并以此對中國的出口回歸，借以考察貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國的出口之間的正向因果關系。該內(nèi)生性檢驗的結(jié)果如表5所示，其中模型1、模型2和模型3分別是貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅分別對中國所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品出口的回歸，1st-stg表示第一階段回歸，2nd-stg表示第二階段回歸。該模型設定僅有1個工具變量，為恰度識別，無需做過度識別檢驗。

表3 穩(wěn)健性檢驗之研究樣本

續(xù)表

variablep_exportp_primaryp_industrial模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7ln_pcgdp3.663***4.682***4.302***0.254***0.289***4.255***5.407***(0.658)(0.571)(0.795)(0.056)(0.051)(0.739)(0.908)ln_reer-4.118-5.521-8.8191.504***1.515***5.1120.833(4.664)(4.577)(5.379)(0.397)(0.394)(5.264)(6.082)bound26.371***25.954***29.136***1.473***1.483***30.663***33.474***(1.648)(1.603)(1.883)(0.138)(0.138)(1.836)(2.102)chn10.831***7.513***12.089***0.692***0.557***9.974***10.414***(1.978)(2.027)(2.235)(0.163)(0.172)(2.169)(2.507)_cons7.93125.944-60.180-1.891-1.457-16.583-45.247(26.760)(26.580)(42.673)(2.311)(2.320)(30.669)(46.811)Year FEYesYesYesYesYesYesYesR2_Adjusted0.6050.6210.6200.6600.6620.6540.667F28.16630.15626.61629.90930.24429.22026.986N374374330314314314274

注：括號上方的數(shù)值為回歸系數(shù)，括號中的數(shù)值為估計系數(shù)的標準誤，R2_Adjusted表示調(diào)整后的判定系數(shù)，F(xiàn)表示模型整體顯著性檢驗值，N表示觀測值數(shù)；“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%置信水平下顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗之代理變量

續(xù)表

variablep_exportp_primaryp_industrial模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7R2_Adjusted0.6320.7120.6400.6800.7040.6680.669F26.17333.65124.40827.65327.59326.21923.605N309278278264236264236

注：括號上方的數(shù)值為回歸系數(shù)，括號中的數(shù)值為估計系數(shù)的標準誤，R2_Adjusted表示調(diào)整后的判定系數(shù)，F(xiàn)表示模型整體顯著性檢驗值，N表示觀測值數(shù)；“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%置信水平下顯著。

表5 穩(wěn)健性檢驗之內(nèi)生性分析

注：括號上方的數(shù)值為回歸系數(shù)，括號中的數(shù)值為估計系數(shù)的標準誤，R2_Adjusted表示調(diào)整后的判定系數(shù)，F(xiàn)表示模型整體顯著性檢驗值，N表示觀測值數(shù)；“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%置信水平下顯著；idp表示不可識別檢驗(Cragg-Donald)的LM統(tǒng)計量值所對應的P值；widstat 表示弱工具變量檢驗(Cragg-Donald)的Wald F統(tǒng)計量值；hausmanp表示解釋變量內(nèi)生性檢驗(Hausman)的Chi2統(tǒng)計量值對應的P值。

(二)計量結(jié)果討論

穩(wěn)健性檢驗中的表3、表4和表5的計量結(jié)果在符號和顯著性上與表2中的基準回歸的結(jié)果一致?？梢姡谒挟a(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品等方面，貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國的出口顯著負相關，貿(mào)易伙伴提高進口關稅會減少中國的出口，這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。在數(shù)值上，表1和表4的估計系數(shù)基本一致，這說明改變代理變量基本不改變中國各類產(chǎn)品出口對貿(mào)易伙伴進口關稅的彈性；但表3的估計系數(shù)相比表2中的估計系數(shù)總體要小一些，這說明將樣本在中國23個主要貿(mào)易伙伴的基礎上稍加擴大會減小所估計到的中國各類產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴的出口-關稅彈性，這意味著基于主要貿(mào)易伙伴樣本得到出口-關稅彈性是不可以進一步向外推廣的，將樣本向主要貿(mào)易伙伴樣本外推廣，其出口-關稅彈性會變小，但符號和方向仍是一致的。

不考慮擴大樣本的表3的估計結(jié)果，結(jié)合表2和表4的估計結(jié)果，可認為，主要貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅每提高1%，中國的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品出口額將分別平均顯著減少約1.802%～1.987%、0.043%～0.055%和1.124%～1.290%；在兩種產(chǎn)品的差異上，工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴進口關稅的彈性遠大于初級產(chǎn)品。

表5中第一階段的結(jié)果表明，貿(mào)易伙伴對中國的直接投資與其所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品進口關稅存在顯著負相關性；第二階段的結(jié)果表明，中國對貿(mào)易伙伴的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的出口與貿(mào)易伙伴相應進口關稅的外生部分顯著負相關，這意味著貿(mào)易伙伴的進口關稅與中國的出口之間存在因果關系，貿(mào)易伙伴的進口關稅負向影響中國的出口，貿(mào)易伙伴提高進口關稅將減少中國的出口；這一結(jié)果與實證研究和穩(wěn)健性檢驗中關于改變樣本和代理變量的結(jié)果互相印證。

五、結(jié)論

在3月份以來中美雙方發(fā)生貿(mào)易爭端的背景下，本文以中國23個主要貿(mào)易伙伴2002年至2016年的數(shù)據(jù)為樣本，采用多樣的實證研究方法，評估了主要貿(mào)易伙伴進口關稅變化對中國出口的影響。研究結(jié)果表明，貿(mào)易伙伴提高進口關稅會減少中國的出口，通過比對基準回歸和穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，可以認為這一結(jié)論具有一致性和穩(wěn)健性，而且內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示，貿(mào)易伙伴進口關稅的提高與中國出口減少的原因。在數(shù)值上，主要貿(mào)易伙伴所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品的進口關稅每提高1%，中國的所有產(chǎn)品、初級產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品出口額將分別平均顯著減少約1.802%～1.987%、0.043%～0.055%和1.124%～1.290%；工業(yè)產(chǎn)品對貿(mào)易伙伴進口關稅的彈性遠大于初級產(chǎn)品。這一數(shù)值結(jié)果僅適用于23個主要貿(mào)易伙伴，如果將樣本稍加擴展，相應的數(shù)值會有所下降；這意味著，相比于非主要貿(mào)易伙伴，中國的出口對主要貿(mào)易伙伴的關稅更為敏感。

自1978年至今，中國實行改革開放已有40年；中國于2001年11月簽署協(xié)定正式加入WTO，開始逐步全面融入經(jīng)濟全球化的發(fā)展進程。通過多年的不懈努力，中國已經(jīng)發(fā)展成為世界上120多個國家的第一大貿(mào)易伙伴。2018年，中國商品貿(mào)易出口繼續(xù)位居世界第一位，商品貿(mào)易進和對外直接投資均位居全球第二位，中國贏得了在國際經(jīng)濟貿(mào)易格局中舉足輕重的地位。多年以來，貨物貿(mào)易進出口既是中國開放型經(jīng)濟建設的重要部分，也是經(jīng)濟增長的強力引擎和綜合國力不斷增強的重要支撐。

中國擁有龐大的人口規(guī)模、靠前的經(jīng)濟總量和完善的工業(yè)體系，豐富的勞動力資源、廣闊的消費市場和強大的制造能力讓中國擁有了獨特的貿(mào)易優(yōu)勢。過去，中國的主要貿(mào)易伙伴長期處于全球生產(chǎn)鏈的上游，而中國作為世界工廠，發(fā)揮自身比較優(yōu)勢，承接了外部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和生產(chǎn)制造職能，與主要貿(mào)易伙伴保持密切的經(jīng)濟聯(lián)系；通過優(yōu)勢互補，實現(xiàn)優(yōu)化資源配置，共同為全球消費者帶來了諸多實惠，中國市場也為全球經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造了巨大空間。但隨著近年來中國制造向高科技領域轉(zhuǎn)型升級，中國制造業(yè)在逐漸崛起，主要貿(mào)易伙伴相關產(chǎn)業(yè)開始面臨競爭力衰弱、出口減少乃至失業(yè)等問題，主要貿(mào)易伙伴與中國從過去的合作互補關系逐漸走向競爭關系，主要貿(mào)易伙伴就此感到明顯的不適，且必然會對中國的制造業(yè)崛起有所反彈，而提高進口關稅來筑高貿(mào)易壁壘會是主要貿(mào)易伙伴應對中國制造業(yè)崛起的舉措之一。

鑒于貿(mào)易伙伴提高進口關稅會減少中國的出口，且對中國工業(yè)產(chǎn)品的影響尤其顯著，而隨著中國的崛起，針對中國的貿(mào)易保護主義舉措會越來越多，本文就此提出幾點政策建議。首先，應持續(xù)擴大對外開放，聚集海內(nèi)外人才，將資本和人才相結(jié)合，積極發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)，持續(xù)鞏固和提升中國的國際分工地位和國際競爭力；培育一批具有國際競爭力的中資跨國企業(yè)，通過對外投資來利用和整合全球資源，增強對外經(jīng)貿(mào)的競爭力。其次，應對接高水平的國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，改革中國的涉外經(jīng)濟體制，提高貿(mào)易投資自由化和便利化水平，打造國際化、市場化、法制化的營商環(huán)境；持續(xù)推動自由貿(mào)易區(qū)(港)的建設，完善匯率形成機制，穩(wěn)步推進資本項目可兌換和人民幣國際化，增強和提高中國的國際經(jīng)貿(mào)影響力和地位。最后，應積極參與全球經(jīng)濟治理，提升中國在全球治理體系里制定制度話語權(quán)和影響力，讓現(xiàn)行規(guī)則更適應中國的發(fā)展需要；主動承擔和自身發(fā)展階段和自身實力相符的國際責任，尊重現(xiàn)行國際體系，為中國和平崛起創(chuàng)造互利共贏的國際環(huán)境。