余振 周冰惠

摘要：基于Melitz & Helpma的異質(zhì)性企業(yè)模型，分析了FTA對出口商品種類多樣性的影響，并利用2005—2014年中國與其簽署FTA的17個伙伴國的HS-6位編碼出口商品數(shù)據(jù)進行了驗證。結(jié)果顯示：中國簽署的FTA一定程度上能促進中國出口商品種類的多樣化，但促進效應存在顯著的國別差異，只有當伙伴國為發(fā)展中國家時，F(xiàn)TA的實施才會對出口商品多樣化產(chǎn)生顯著的促進作用，且發(fā)展中國家關稅的1%的降低將導致中國對該國出口商品種類數(shù)量0061%的增長。此外，中國相對全要素生產(chǎn)率的提高、協(xié)定國GDP的增長、協(xié)定國相對物價水平的升高、貿(mào)易雙方政治制度差異的縮小、運輸成本的降低都將帶來出口商品種類多樣性的提升。在此基礎上，提升中國出口商品種類的多樣化水平應以 “一帶一路”倡議為契機，推動與周邊國家簽署FTA的進程，進一步提升中國出口商品多樣化，促進對外貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。

關鍵詞：出口多樣性；貿(mào)易優(yōu)惠政策；關稅稅率水平；國別差異

文章編號：2095-5960（2018）06-0015-11；中圖分類號：F740；文獻標識碼：A

引言

作為世界上最大的發(fā)展中國家，中國的對外貿(mào)易在經(jīng)歷了近40年的快速發(fā)展之后，也面臨著全球保護主義盛行、國內(nèi)生產(chǎn)成本不斷上漲等挑戰(zhàn)。為了進一步優(yōu)化中國經(jīng)濟增長的外部環(huán)境，中國正在積極實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略。截止目前，中國已經(jīng)與亞洲、拉美、大洋洲、歐洲等地區(qū)24個國家或經(jīng)濟體簽署了16份自貿(mào)區(qū)協(xié)議。這些協(xié)議在推動中國與世界經(jīng)濟融合的同時，也大大降低了中國對外貿(mào)易發(fā)展的不確定性。然而從理論上講，中國與貿(mào)易伙伴簽署自貿(mào)區(qū)協(xié)定，最直接的影響就是降低了商品關稅，由此帶來的雙邊貿(mào)易成本的下降不僅會帶來中國出口量的增長，而且也會增長中國出口商品的多樣性。以中國加入的《亞太貿(mào)易協(xié)定》（Asia-Pacific Trade Agreement，簡稱APTA）為例，2005—2014年間，APTA伙伴對中國出口商品的平均關稅由1558%下降至792%，而同期中國對APTA伙伴出口的商品種類從2685項增加至3103項。由此引發(fā)一個值得關注的問題，中國目前組建的自貿(mào)區(qū)對出口商品種類有多大影響？并且是通過什么機制影響的？分析該問題不僅有助于研究中國出口多樣化問題，而且對于評價中國自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略的實施現(xiàn)狀具有重要意義。

一、文獻綜述

20世紀50年代，普雷維什與辛格（Prebisch，1949；[1]Singer，1950[2]）提出著名的普雷維什—辛格假說，認為初級產(chǎn)品的多樣化將增加發(fā)展中國家貿(mào)易條件的穩(wěn)定性，第一次提及產(chǎn)品多樣化的概念。隨后Krugman（1979）[3]在貿(mào)易模型中引入了壟斷競爭條件下的生產(chǎn)差異化，明確了產(chǎn)品多樣化的產(chǎn)生原因。Feenstra（1994）[4]在此基礎上提出了新新貿(mào)易理論，將貿(mào)易的增長分解為集約邊際和擴展邊際，其中擴展邊際體現(xiàn)的是增加的產(chǎn)品種類對應的總出口值。然而目前為止，對出口商品多樣化尚未有統(tǒng)一的度量，最簡單、常用的度量方法是加總出口商品種類數(shù)量（Dennis & Shepherd，2011[5]；Cadot et al，2011[6]），其次是依據(jù)Feenstra（1994）的CES效用函數(shù)構(gòu)建的指標芬斯特拉指數(shù)（Feenstra Index），此外還有學者采用集中度倒數(shù)形式的赫爾芬達一赫希曼指數(shù)（Herfindahl-Hirschman Index，HHI）倒數(shù)來衡量出口多樣化（武力超等，2016[7]）。

考慮到出口多樣性對經(jīng)濟增長與貿(mào)易條件的積極正面影響（Feenstra & Kee，2008[8]；Prebisch，1949；[1]Singer，1950[2]），現(xiàn)有文獻對出口多樣化的驅(qū)動因素進行了深入研究。較多學者探討了出口國人均GDP對出口商品多樣性的非線性影響，比如Imbs & Wacziarg（2003）[9]利用1963—1996年99個國家的部門數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人均GDP對生產(chǎn)商品多樣性存在U型的非線性影響。隨后Cadot等（2007）[10]基于Imbs & Wacziarg 的研究探索人均GDP對出口商品多樣性的影響，驗證了Imbs等的研究結(jié)果。出口國與進口國的距離也是研究重點之一，F(xiàn)rankel & Romer（1999）[11]研究認為一國與世界經(jīng)濟轉(zhuǎn)型距離越遠，其出口多樣化水平就越低，Parteka & Tamberi（2011）[12]利用不同研究對象驗證了這個結(jié)論。與此類似地，伙伴國的市場進入成本之類的貿(mào)易成本與出口多樣化呈現(xiàn)反向相關關系（Dennis & Shepherd，2011；Agosin等，2012[13]）。匯率波動對出口商品多樣化的影響存在較大爭議，Bergin & Lin（2008）[14]認為匯率的波動會對出口商品多樣化帶來正面促進作用，Kanda & Chatterjee（2019）[15]持相反意見，許祥云（2009）[16]研究結(jié)果還認為匯率對出口商品多樣化沒有顯著影響。研究金融發(fā)展水平對貿(mào)易商品多樣化影響的文獻還不多，主流觀點認為金融發(fā)展水平的提升帶來融資約束的放寬，而放寬融資約束可以促進企業(yè)出口，對出口商品多樣化帶來正面促進作用（Liu，2017[17]；Chaney，2013）[18]。也有學者認為不存在影響，比如Agosin 等（2012）研究認為金融發(fā)展水平對出口商品多樣化不存在顯著影響。

目前研究FTA影響出口商品多樣性的文獻中，大部分文獻集中研究對一國總出口多樣性的影響，較少針對該國對FTA伙伴國的出口多樣性。比如Foster（2010）[19]在SITC5的商品層面上研究簽署FTA對一國出口多樣性的影響，研究結(jié)論認為FTA伙伴國的數(shù)量和經(jīng)濟規(guī)模越大，其對總出口多樣性的促進作用越大；Hillberry（2002）[20]研究發(fā)現(xiàn)美國簽署北美自由貿(mào)易協(xié)定后，其對外出口商品多樣性得到顯著提升。也有學者研究對FTA伙伴國的出口多樣性，但都僅研究某一特定FTA，比如Feenstra & Kee（2007）[21]以墨西哥為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)NAFTA有效促進了墨西哥對美的出口多樣性。Amarsanaa & Kurokawa（2011）[22]研究發(fā)現(xiàn)蒙古在獲得歐盟超普惠制資格后，對歐出口多樣性大幅提高。此外，Debaere & Mostashari（2010）[23]直接以關稅衡量貿(mào)易自由化水平，發(fā)現(xiàn)對美出口的國家會隨著關稅的下降增長其對外出口擴展邊際。

綜上，當前研究貿(mào)易商品多樣性的文獻主要集中于研究出口國人均GDP、運輸成本、匯率波動等因素的影響，僅涉及一國的指標，較少涉及進口國的影響因素；其次，研究FTA影響出口商品多樣性的文獻中，出口商品多樣性往往指代一國總出口多樣性，較少研究該國對FTA伙伴國的出口多樣性，且中國FTA相關的文獻極為有限，不具有針對性。本文在現(xiàn)有研究的基礎上，從中國的角度出發(fā)深入研究中國簽署的FTA對其出口商品種類多樣化的影響，結(jié)合中國FTA伙伴國的GDP、人口、生產(chǎn)率等因素，以FTA伙伴國對中國實施的關稅稅率來量化FTA的優(yōu)惠力度，彌補了目前文獻較少涉及進口國影響因素以及出口商品多樣性不具有針對性的缺陷，為分析中國FTA提供了新視角。

二、分析框架

本文基于Melitz（2003）[24] & Helpman（2008）[25]的異質(zhì)性企業(yè)模型進行分析，將關稅稅率引入到企業(yè)的出口決策中，以此探究FTA對出口商品種類多樣化的影響。

（一）基礎假設

假定世界上有J個國家（j= 1，2，...，J），且每個國家生產(chǎn)和消費連續(xù)性的商品；國家間也會產(chǎn)生商品貿(mào)易，j國消費的商品可能不僅有國內(nèi)生產(chǎn)的商品，還有從別國進口的商品；j國任一企業(yè)都存在出口的決策可能，但出口要同時面臨貿(mào)易過程中的固定成本與可變成本； j國有Nj個生產(chǎn)企業(yè)，每個企業(yè)生產(chǎn)不同的商品，若j≠i時，j國企業(yè)生產(chǎn)的商品也與i國企業(yè)生產(chǎn)的商品迥異，最終全球市場上將會有ΣJi=1Nj種商品。

j國的效用函數(shù)參考Krugman（1980）[26]的消費等替代彈性設定設為：

uj=[kBjXj（k）αdl]1α（1）

其中0<α<1，而xj（k）是j國對商品k的消費量，Bj是j國生產(chǎn)的產(chǎn)品集。系數(shù)α決定了產(chǎn)品間的替代彈性，且產(chǎn)品間替代彈性ε=1/（1-α），假定所有國家的產(chǎn)品間替代彈性相同。

Mj為j國市場對商品的總需求量，與j國人口成正比，那么j國對對商品k的需求量為：

xj（k）=pJ-6pj-6Mj（2）

pJ其中為j國中商品k的價格，PJ為j國中理想的價格指數(shù)，即為：

Pj=[kBjpJ（k）1-εdk]1/（1-ε）（3）

從需求函數(shù)中可以看出每種商品都有相同的需求彈性ε。

從微觀的企業(yè)層面出發(fā)，j國生產(chǎn)商品k的企業(yè)一單位產(chǎn)出需要cja（k）的投入花費，其中a（k）表示成本最小化時每單位產(chǎn)出需要的投入品量，cj表示j國的生產(chǎn)要素價格。Melitz（2003）構(gòu)建的異質(zhì)性企業(yè)模型中，a（k）是企業(yè)特有的異質(zhì)特征，反映了同一國家內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率水平的差異，1/a（k）就代表了這個企業(yè)的生產(chǎn)率水平；而cj是國家特有的特征，反映了國家間的要素價格差異。此外，累積分布函數(shù)G（a）描述公司間a（k）的分布，且a（k）的范圍區(qū)間為[aL，aH]，其中aH>aL>0。所有國家的分布函數(shù)是相同的。

（二）將貿(mào)易關稅引入企業(yè)出口決策

在Helpman等（2008）分析出口流量的模型中，生產(chǎn)者在國內(nèi)銷售時只承擔生產(chǎn)成本，那么如果j國企業(yè)要在本國銷售商品k，產(chǎn)品的交付成本是cja（k）。當同一家企業(yè)試圖將其產(chǎn)品出口到i國時，企業(yè)必須面對兩類額外費用：固定成本（設為cjfij，往往體現(xiàn)在i國市場的準入費用）與可變成本（運輸成本，系數(shù)為（φij-1）；貿(mào)易關稅，系數(shù)為τij）。假定當i=j時，fij=0且τij=1；當i≠j時，fij>0，τij≥1且φij>1。值得注意的是，固定成本系數(shù)fij和可變成本系數(shù)（φij+τij）取決于進出口國而非企業(yè)，因此也不依賴于生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)率水平。

因為模型中不同商品的生產(chǎn)者有且只有一個，所以最終商品市場上所有商品都處于壟斷競爭。商品k的需求函數(shù)式（2）意味著投入系數(shù)為a（k）企業(yè)通過收取廠價為pj（k）=cja（k）/a來達到利潤最大化。這是一個標準的加成定價方程，較小的價格上升會導致需求彈性變大。如果j國的企業(yè)在i國銷售商品k，那么它在i國的交付價格應等于：

p1（k）=（φij+τij）cja（k）α（4）

將價格函數(shù)式（4）重新代入i國需求函數(shù)式（2），可得到出口需求函數(shù)：

xi（k）=[（φij+τij（k））cja（k）api]-εMi（5）

與此同時，商品k出口到i國的條件為最終營業(yè)利潤為正，即：

πij（k）=（1-α）[（φij+τij（k））cja（k）api]-εpiMi-cjfij>0，ε>1 （6）

由式（6）可知：第一，若出口國到進口國的運輸費用φij降低，則商品k運輸過程中的成本降低，其營業(yè)利潤πij（k）升高；第二，若進口國對出口國商品k實施的關稅稅率τij（k）降低，則商品k出口的成本降低，其營業(yè)利潤πij（k）升高；第三，若單位商品k的投入品成本cja（k）越小，即生產(chǎn)率越高，其營業(yè)利潤πij（k）越高；第四，若進口國物價水平pi提高，則商品k的出口數(shù)量將得到提升，其營業(yè)利潤πij（k）越高；第五，若進口國總收入水平Y(jié)i提高，則進口國市場越大，其營業(yè)利潤πij（k）越高；第六，若出口國出口的固定成本系數(shù)fij降低，則其營業(yè)利潤πij（k）越高。

（三）FTA帶來出口商品的多樣化

利潤的提高將令原本無利可圖的商品達到出口條件，從而增加出口商品的種類數(shù)量。以稅率為例，若i國與j國簽署了FTA，出口商品的關稅稅率將普遍得到下降。假設原先可出口的商品范圍為k[1，N]，由上文可知關稅稅率的下降勢必將提高商品出口可獲得的利潤，進而導致部分原先出口利潤為負的商品k[N+1，N+M]（M≥0）的利潤達到出口條件。

那么，實施FTA后j國出口到i國商品的種類數(shù)量（Lines）將增加為：

——Gkt={10——xkt>0（k[1，M]]）otherwise（7）

——Linest=ΣNk=1——Gkt+ΣN+Mk=N+1——Gkt（8）

其中為實——xkt施貿(mào)易優(yōu)惠政策后第k種商品在時刻t時的出口額，——Gkt為實施貿(mào)易優(yōu)惠政策后第k種商品在時刻t時出口與否的虛擬變量。

以此類推對運輸費用等其他因素進行分析，最終本文提出如下假說：（1）當i國對j國征收的關稅稅率水平τij降低時，j國出口到i國的商品種類數(shù)量將提升。（2）當商品自j國到i國的運輸費用φij降低時，j國出口到i國的商品種類數(shù)量將提升。（3）當j國商品的生產(chǎn)率水平的1/cja（k）提高時， j國出口到i國的商品種類數(shù)量將提升。（4）當i國物價水平pi提高時，j國出口到i國的商品種類數(shù)量將提升。（5）當i國總收入水平Y(jié)i提高時，j國出口到i國的商品種類數(shù)量將提升。（6）當j國出口到i國的固定成本fij降低時，j國出口到i國的商品種類數(shù)量將得到提升。

因此，由以上分析可以發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易關稅通過影響企業(yè)利得來影響企業(yè)的出口決策，F(xiàn)TA帶來的關稅成本的大幅降低將帶來原先無法出口商品的出口，從而提升出口商品多樣化水平。此外，全要素生產(chǎn)率、運輸成本、物價水平與進口國市場規(guī)模等因素也會對企業(yè)的出口決策產(chǎn)生影響。

三、模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

本文主要研究FTA對出口商品多樣化的影響?？紤]到FTA的實施手段主要在五方面：優(yōu)惠差額（關稅降低）、貿(mào)易商品范圍、單邊協(xié)議、原產(chǎn)地原則以及保護條款，而中國目前簽署的FTA中貿(mào)易優(yōu)惠力度集中在降低關稅上，且稅率在自貿(mào)協(xié)議簽訂后呈現(xiàn)梯度下降，回歸方程將以伙伴國對中國征收的關稅稅率水平為主解釋變量以量化FTA的優(yōu)惠力度。主要被解釋變量將選擇出口商品種類數(shù)量直觀反映出口商品多樣化。

本文參照Fredrik Wilhelmsson（2016）[27]的研究，將出口商品多樣化的回歸模型分別設定如下：

ln（Linesit）=β0+β1lnIGDPIMit）+β2lm（POPIMit）+β3ln（Tariffit+1）+X′itY+μi+πtεit（9）

其中Linesit是中國在t年向自貿(mào)區(qū)協(xié)定的伙伴國i出口商品的種類數(shù)量，反映了出口商品多樣化程度，GDPIMit是伙伴國i在t年的GDP，POPIMit是伙伴國i在t年的人口數(shù)量，中國GDP與中國人口將會包括在極有可能存在的時間效應中。Tariffit是伙伴國i在t年對中國出口商品所征收的權(quán)重關稅稅率水平。Xit是作為控制變量的其他影響因素的矢量，包括n×1個自變量，X′it表示Xit的轉(zhuǎn)置，γ是對應的n×1的矢量參數(shù)。Xit將包括影響多樣性的理論模型中涉及的生產(chǎn)率水平、物價水平、出口成本等因素及政治因素。μi與πt分別為可能存在的國家個體效應和時間效應，國家個體效應將會包括不隨時間變化的引力模型變量，如距離、共同語言、共同邊界等變量，時間效應將會包括僅涉及出口國中國的變量如中國GDP、中國人口數(shù)，εit為殘差項，后續(xù)實證中會檢驗國家個體效應和時間效應的存在與否。

（二）變量設定與數(shù)據(jù)來源

1.出口商品的種類數(shù)量

相比于Feenstra Index這一類擴展邊際指標，出口商品種類數(shù)量更易于追蹤一國整體的出口多樣性，同時也能解決當擴展邊際指標為零時，固定效應所要面臨的一致性偏差問題（Dennis & Shepherd，2007）[28]；相比于HHI這一類集中度指標，出口商品種類數(shù)量更直接地解釋出口多樣性，不受市場價格變化的直接影響，可以從新的出口流量觀察到降低貿(mào)易成本的行動（Cadot et al.，2011）。因此，本文選取出口商品種類數(shù)量衡量出口商品的多樣化程度，數(shù)據(jù)來源于UN：Comtrade數(shù)據(jù)庫中HS-6位商品貿(mào)易數(shù)據(jù)，HS版本統(tǒng)一為2002版。

2.FTA伙伴國對中國進口實施的關稅稅率

本文研究的影響出口多樣性的主要因素為FTA伙伴國對中國進口實施的關稅稅率。變量參考Shepherd & Dennis （2009）研究中使用的伙伴國實際應用的從價關稅，以權(quán)重稅率水平表示伙伴國對中國加總水平的關稅稅率，數(shù)據(jù)來源于WITS：TRAINS數(shù)據(jù)庫。

3.伙伴國相對物價水平

一國的物價水平主要體現(xiàn)為居民消費價格指數(shù)。而考慮到本文分析的是雙邊貿(mào)易，被解釋變量是中國對伙伴國的出口商品多樣性，物價水平應該同時考慮中國與伙伴國，因此模型中進口國物價水平指標以中國相對伙伴國物價水平為準，數(shù)據(jù)來源于World Bank：WDI數(shù)據(jù)庫。

4.中國相對生產(chǎn)率水平

一國生產(chǎn)率水平指標是該國的全要素生產(chǎn)率。數(shù)據(jù)來源于Feenstra等（2015）[29]的佩恩表（Penn World Table 9.0）中以美元現(xiàn)價計算的PPP全要素生產(chǎn)率，該指標以美國為參考系，計算各國相對于美國的PPP全要素生產(chǎn)率。本文分析的是雙邊貿(mào)易，因此模型中生產(chǎn)率水平指標以中國相對伙伴國的生產(chǎn)率水平為準。

5.出口成本

商品運輸?shù)交锇閲璧倪\輸成本與距離成正比，但可能存在的國家個體效應令模型無法測度距離對出口多樣性的影響。因此，成本指標參考Ben Shepherd等（2009）研究中使用的出口成本指標（Cost to Export），包括在20英尺集裝箱上所花費的內(nèi)陸運輸費、碼頭處理費、文件編制費用、清關與技術控制的管理費，該指標同時囊括了固定成本與運輸成本，數(shù)據(jù)來源于World Bank：Doing Business數(shù)據(jù)庫。由于本文研究從中國到伙伴國的整個運輸過程的費用，模型中的成本指標以中國境內(nèi)的出口成本與伙伴國境內(nèi)的進口成本之和為準：

Export Costit=Cost to lmportIMit+Cost to ExportEXt（10）

其中Cost to ImportIMit是伙伴國i在t年的進口所需的成本，Cost to ExportEXt是中國在t年的出口所需的成本。由于該數(shù)據(jù)以當前美元價格計算，所以將其折算成2010年美元不變價，數(shù)據(jù)來源于WITS：TRAINS數(shù)據(jù)庫。

6.政治制度

本文采用世界銀行數(shù)據(jù)庫中的治理指標（Government Indicators）中的腐敗控制、政府效能、政治穩(wěn)定和遠離暴力/恐怖主義、監(jiān)管質(zhì)量、法律規(guī)則、話語權(quán)和責任五項指標衡量中國與伙伴國的制度環(huán)境。本文依據(jù)Parteka & Tamberi（2008）加入雙邊政治制度差異的方法，以雙邊制度指標之差的絕對值來衡量雙邊制度差異：

Government Differenceit=GovernmentindicatorIMit-GovernmentindicatorEXt（11）

其中GovernmentindicatorIMit是伙伴國i在t年的某項政治制度指標，GovernmentindicatorEXt是中國在t年的某項政治制度指標。

（三）主要指標描述性統(tǒng)計

考慮到本文研究FTA對出口商品多樣性的影響，本文樣本包括和中國簽訂FTA的17個國家或地區(qū)①①自貿(mào)協(xié)定國數(shù)據(jù)來源于WTO與中國自由貿(mào)易區(qū)服務網(wǎng)，其中Doing Business數(shù)據(jù)庫缺少中國澳門數(shù)據(jù)，Penn World Table 9.0缺少巴基斯坦、柬埔寨、孟加拉國、緬甸、文萊、越南六國。最終17個經(jīng)濟體包括中國香港、馬來西亞、印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡、老撾、印度、韓國、斯里蘭卡、新西蘭、秘魯、哥斯達黎加、冰島、瑞士、澳大利亞、韓國。 。由于數(shù)據(jù)可得性，最終樣本選取2005—2014年間數(shù)據(jù)。表1 對涉及的主要變量進行了描述性統(tǒng)計，并根據(jù)多樣性理論模型對多樣性回歸中變量符號進行了預測，其中GDPIM與Export Cost單位為美元，POPIM單位為人。

四、模型檢驗與結(jié)果分析

正式檢驗前，變量首先進行多重共線性檢驗，VIF值小于10，回歸內(nèi)的各個變量間相關系數(shù)小于0.7，不存在嚴重的多重共線性問題。隨后選擇檢驗方法，LSDV（虛擬變量最小二乘法）估計確認存在個體效應，排除混合OLS；而Hausman檢驗結(jié)果顯示選擇固定效應；最后LSDV估計確認存在時間效應。

（一）檢驗FTA對出口商品種類多樣性的影響

作為本文主要回歸，多樣化回歸結(jié)果見表2。回歸方程整體系數(shù)顯著性檢驗在1%水平上拒絕整體不顯著的原假設，說明整體系數(shù)顯著且結(jié)論可信。首先看本文的主要解釋變量ln（Tariff +1），其系數(shù)穩(wěn)定為負，且以10%的水平通過顯著性檢驗，這說明伙伴國對中國征收的關稅稅率的降低在一定程度上會增加中國對該國出口商品的多樣性。ln（Tariff +1）系數(shù)的均值為-0.03945，即平均關稅成本指數(shù)（Tariff +1）每降低1%，則出口商品種類數(shù)量增加0.03945%。這與理論模型預期相符，伙伴國對中國征收進口關稅稅率越低，則出口到該國的成本越低，部分原本無法出口的商品將達到出口條件，出口商品種類數(shù)量得到提升。

再來看其他影響因素，ln（GDP_IM）的系數(shù)顯著為正，與理論模型預期相符，伙伴國的收入越多，其市場總規(guī)模就越大，中國對該國的出口商品種類多樣性越大。ln（POP_IM）的系數(shù)不顯著為負，說明伙伴國的人口規(guī)模對中國出口商品種類多樣性不產(chǎn)生顯著影響。ln（Relative CPI_IM）的系數(shù)顯著為正，與理論模型預期相符，伙伴國物價水平越高，則出口到該國的商品定價有更大的利潤空間，出口商品的種類自然更多。ln（Relative TFP_EX）的系數(shù)顯著為正，與理論模型預期相符，出口國的全要素生產(chǎn)率越高，則生產(chǎn)商品的投入越小且成本越低，中國對該國出口商品的種類自然更多。ln（Export Cost）的系數(shù)穩(wěn)定為負，說明出口成本對出口商品種類數(shù)量存在負面效應。這與理論預期相符，包括內(nèi)陸運輸費、碼頭處理費、文件編制費用、清關與技術控制管理費的出口成本越低，則商品出口條件更為寬松，部分原先無法出口的商品也能達到條件出口?？傮w看來，這些影響因素的檢驗結(jié)果都與多樣化理論模型中預測的一致。

關于政治制度的差異變量，由于各項政治指標間存在相關性，為避免多重共線性，本文將各個指標分別加入方程檢驗。政治指標差異中，伙伴國與中國的政府效能差異越小，中國出口該國的商品種類數(shù)量越多；伙伴國與中國的政治穩(wěn)定性差異越小，中國出口該國的商品種類數(shù)量越多；伙伴國與中國的規(guī)則質(zhì)量差異越小，中國出口該國的商品種類數(shù)量越多；而腐敗控制與話語權(quán)兩項指標差異則對中國出口該國的商品種類數(shù)量不存在顯著影響。

（二）國家發(fā)展水平對政策效應的影響

由于FTA對出口多樣性的影響很可能會因為伙伴國的國家發(fā)展水平不同而存在差異，本文將進一步重點檢驗國家發(fā)展水平對政策效應的影響。實證將在基準模型中加入發(fā)展中國家虛擬變量與關稅變量的交互項，設定如下：

ln（Linesit）=β0+β1ln（GDPEXt）+β2ln（GDPIMit）+β3ln（POPEXt）+β4ln（POPIMit）+β5ln（Tariffit+1）+β6ln（Tariffit+1）×Developingi+X′itγ+μi+πt+εit（12）

其中Developingi是發(fā)展中國家的虛擬變量，若伙伴國i為發(fā)展中國家則Developingi為1，若伙伴國i為發(fā)達國家則Developingi為0?；貧w結(jié)果如表3所示，回歸方程整體系數(shù)顯著性檢驗在1%水平上拒絕整體不顯著的原假設，說明整體系數(shù)顯著且結(jié)論可信。首先看本文的主要解釋變量ln（Tariff+1）* Developing與ln（Tariff+1），ln（Tariff+1）* Developing的系數(shù)穩(wěn)定為負且在5%水平上顯著，而ln（Tariff+1）并不顯著，這說明只有當伙伴國為發(fā)展中國家時，F(xiàn)TA的實施才會對出口商品多樣化產(chǎn)生促進作用。ln（Tariff+1）* Developing系數(shù)的均值為-0.06137，即當FTA伙伴國為發(fā)展中國家時，平均關稅成本指數(shù)（Tariff+1）每降低1%，則出口商品種類數(shù)量增加0.06137%。該影響系數(shù)絕對值高于基準實驗中l(wèi)n（Tariff+1）的系數(shù)均值-0.03945，且顯著水平由10%上升至5%。相比于發(fā)達國家，中國與發(fā)展中國家簽署FTA更利于提升其出口多樣化水平。

從總體檢驗結(jié)果看，其他變量系數(shù)符號和基準回歸結(jié)果基本一致，不再詳述。其中l(wèi)n（GDP_IM）的顯著性受到了一定影響，國家發(fā)展水平的虛擬變量在一定程度上也解釋了進口國經(jīng)濟體量對出口多樣性的影響，因此可能導致了ln（GDP_IM）顯著性的降低。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

Feenstra & Kee（2008）與趙永亮和朱英杰（2011）[30]的研究結(jié)論認為貿(mào)易商品多樣化會促進經(jīng)濟增長，因而經(jīng)濟規(guī)模與全要素增長率是內(nèi)生變量，會導致估計結(jié)果有偏。我們將伙伴國GDP、中國相對伙伴國的全要素生產(chǎn)率都取滯后項，重新檢驗回歸的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表4。從總體檢驗結(jié)果看，各變量的系數(shù)與表2相比變化不大，除伙伴國GDP系數(shù)顯著性下降外其他系數(shù)符號與顯著性基本不變，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。

考慮到理論模型中影響出口商品種類多樣性指標的因素同時也對出口流量產(chǎn)生同樣的影響。本文還將出口流量（折算為2010年美元不變價）替換出口多樣性指標作為被解釋變量進行檢驗，進一步驗證理論模型，回歸結(jié)果見表5。主要解釋變量ln（Tariff +1）在1%水平上顯著為負，ln（Tariff +1）系數(shù)的均值為0.207，即平均關稅成本指數(shù)（Tariff +1）每降低1%，則出口商品量將增加0.207%，是出口商品種類的增加比例的五倍左右，敏感性大大增強。從總體檢驗結(jié)果看，各變量的系數(shù)符號變化不大且顯著性都有所加強，說明貿(mào)易流量相比于出口商品的種類數(shù)量對各項影響因素的敏感性更強且理論模型可靠。

五、結(jié)論與政策性建議

中國簽署的FTA一定程度上能促進中國出口商品種類的多樣化，但促進效應存在顯著的國別差異。本文利用2005—2014年中國對FTA涉及的17個協(xié)定國的出口數(shù)據(jù)，基于貿(mào)易引力模型考察了FTA導致的關稅下降對出口商品多樣化的影響。實證結(jié)果顯示：其一，F(xiàn)TA一定程度上能促進中國出口商品種類多樣化，且關稅成本指數(shù)（Tariff +1）的1%的降低將導致出口商品種類數(shù)量0.039%的增長；其二，與FTA一樣具有促進作用的還有伙伴國GDP的提高、中國相對伙伴國的生產(chǎn)率水平的提高、伙伴國相對中國物價水平的提高、伙伴國與中國的腐敗控制、政府效能以及政治穩(wěn)定性差距的縮小，運輸費用對中國出口商品種類多樣化存在反向的抑制作用；其三，中國簽署的FTA對出口商品多樣化的促進效應存在顯著的國別差異，只有當伙伴國為發(fā)展中國家時，F(xiàn)TA的實施才會對出口商品多樣化產(chǎn)生促進作用，且發(fā)展中國家（Tariff +1）的1%的降低將導致出口商品種類數(shù)量0.061%的增長。考慮到目前中國還有與以色列、挪威等11個自貿(mào)區(qū)在談判中，F(xiàn)TA對出口商品種類多樣化影響的經(jīng)驗結(jié)論將對中國自貿(mào)區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的借鑒意義。具體而言，需要把握以下幾點。

第一，以推動“一帶一路”倡議為契機，推動與周邊國家簽署FTA的進程，進一步提升中國出口商品多樣化，促進對外貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。目前中國正積極推動“一帶一路”倡議，該倡議與FTA存在較大的兼容性。而“一帶一路”倡議涉及的64個國家（除中國）中大部分成員經(jīng)濟體仍然是發(fā)展中國家。研究結(jié)論驗證了中國與發(fā)展中國家簽署FTA會對出口多樣性產(chǎn)生更強的促進作用。因此，中國應該以“一帶一路”倡議為契機，與倡議涉及的各個國家協(xié)同推進FTA的簽署和實施，力爭在兼顧各成員方利益的基礎上，爭取貿(mào)易伙伴國的支持簽訂對雙方都利益最大化的協(xié)定，從而達到共同繁榮和可持續(xù)性均衡發(fā)展的目的。。

第二，重視與經(jīng)濟體量較大、物價水平較高、政治制度差異較小的國家的雙邊貿(mào)易，在制定自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略時偏向并推動與這些國家的自貿(mào)區(qū)建設。實證結(jié)果顯示，F(xiàn)TA協(xié)定國的許多因素都將對出口多樣性產(chǎn)生正面的促進作用，包括進口國GDP、物價水平、政府效能差異、規(guī)則質(zhì)量差異以及政治穩(wěn)定差異。為了實現(xiàn)出口商品種類多樣性的最大提升，中國需要更加重視與經(jīng)濟體量較大、物價水平較高、政治更清廉高效穩(wěn)定的貿(mào)易伙伴國間的貿(mào)易，進一步豐富中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

第三，通過與各個國家的“互聯(lián)互通”進一步降低貿(mào)易過程中的出口成本，降低商品的出口門檻。在中國的貿(mào)易伙伴中，不乏一些基礎設施落后、碼頭處理費較高、清關與技術控制費用較高、發(fā)展水平較低的國家，中國出口到這些國家的成本相對來說較為高昂，對出口商品種類多樣性存在顯著的負面影響。若中國協(xié)同這些國家加強在基礎設施建設與通關程序上的“互聯(lián)互通”，一方面可以降低出口成本促進出口商品種類多樣化，另一方面可以響應“一帶一路”倡議化解產(chǎn)能過剩，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。由此可見，中國與各個國家的“互聯(lián)互通”可以為中國出口商品種類多樣化水平的提升奠定穩(wěn)定的基礎，從而促進中國與貿(mào)易伙伴國的協(xié)同發(fā)展。

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Can FTA Promote Export Diversification

-Empirical Analysis Based on Chinese FTA

YU Zhen，ZHOU Binghui

（School of economics and management， Wuhan University， Wuhan， Hubei 430000， China）

Abstract： Based on the heterogeneous firms model under the monopolistic competitive conditions established by Melitz & Helpman， this paper analyzes the influence mechanism of FTA on Chinese export diversification. Then the paper verifies the impact mechanism by using China's HS-6-digit export product panel data from the 17 countries covered by Chinese trade preferential policy in 2005-2014. The results indicate that the FTA signed by China can promote Chinese export diversification to a certain extent， but there are significant national differences in the promotion effect. Only when the partner country is a developing country will the implementation of FTA promote the export diversification， and a 1% reduction in tariffs in developing countries will lead to an increase of 0.061% in the number of export commodities. In addition， the improve of the Chinese relative TFP， the growth of the agreement countries' GDP， the increase of the relative price level of the agreement countries， the narrowing of differences in the political systems and the reduction in transportation costs will also promote Chinese export diversification. In summary， we should take the " the Belt and Road " as an opportunity to promote the process of signing trade preferences with neighboring countries， further enhance Chinese export diversification and promote the upgrading of Chinese trade structure.

Key words：export diversification； FTA； tariff rate

責任編輯：蕭敏娜吳錦丹蕭敏娜常明明張士斌