中國對外貿易本地市場效應及其假設前提的驗證

萬曉寧

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中國對外貿易本地市場效應及其假設前提的驗證

萬曉寧

利用計量模型對中國與32個伙伴國或地區對外貿易中的本地市場效應進行研究，結果發現：在所有商品和細分類別商品的雙邊貿易中并不存在統一的本地市場效應模式；一些重要貿易伙伴國與中國雙邊貿易中的本地市場效應現象并不突出。通過對貿易成本、規模經濟程度和產品差異化程度對本地市場效應影響進行驗證，驗證結果表明：三者對總體貿易的本地市場效應沒有顯著影響；貿易成本和產品差異化程度分別對2類和7類商品對外貿易中的本地市場效應有顯著影響。

本地市場效應； 對外貿易成本； 規模經濟； 產品差異化； 假設前提驗證

一 引 言

Krugman(1980)[1]借助模型推導發現本地市場效應現象，即在存在規模報酬遞增和貿易成本的前提下，那些擁有較大國內市場的國家將成為凈出口國。其基本邏輯為：如果不存在貿易成本，企業不論在哪里生產都能以同樣的成本供應全球，而當貿易成本存在時，考慮到規模報酬遞增的原因，企業將會搬遷至具有較大國內市場的國家進行生產以供應全球，從而享受低生產成本的好處。該理論突破了傳統有關對外貿易驅動因素的理論，將國內市場規模與對外貿易很好地聯系起來。

依據世界銀行的統計數據，2010年中國GDP達到5.93萬億美元，而同期日本GDP為5.5萬億美元，美國GDP為14.96萬億美元，中國GDP首次超越日本，經濟總量躍居全球第二。隨后，中國對日本的優勢呈逐年擴大之勢，2012年日本GDP為5.96萬億美元，美國GDP為16.24萬億美元，而中國為8.23萬億美元，并且2012年GDP年增長率中國達到7.8%，日本為2.0%，美國為2.8%，中國經濟總量正逐漸逼近全球第一的美國。

在中國經濟規模穩居世界第二，并有望在不遠的將來實現趕超，成為全球最大經濟體的背景下，克魯格曼提出的本地市場效應在中國的對外貿易中是否存在？如果存在本地市場效應，急劇攀升的中國經濟總量將會對中國對外貿易產業結構和地理結構、對外貿易政策調控手段產生深遠影響，并最終影響全球國際貿易的格局以及中國在全球貿易中所扮演的角色及其地位。

另外，自Krugman(1980)[1]提出本地市場效應現象以來，本地市場效應就一直與貿易成本、規模經濟以及產品差異化存在著密切關系，有許多學者對此議題進行了相關論述，如Head et al.(2002)[2]，Hanson和Xiang(2004)[3]等，但這三者與本地市場效應關系的結論并不統一。隨著中國經濟實力的增強，其在國際貿易中扮演的角色也越來越重要，為此本文將考察和驗證中國對外貿易中本地市場效應是否存在問題。

二 文獻綜述

以本地市場效應為主題的研究基本上沿著兩大方向推進：一是構建相應數學模型，進行理論推導；二是進行實證分析，以探討實踐中是否存在本地市場效應。

在理論方面， Krugman(1980)[1]在較為嚴格的假設條件下，構建數學模型，推導出本地市場效應的存在。嚴格來說，這是一個啟示性的結論。Helpman和Krugman(1985)[4]在論及運輸成本和市場規模效應時，利用數學模型推導得出本地市場效應，并且對該結論持一種樂觀的態度，推測在嚴格假定條件下成立的本地市場效應在現實中應該有著普遍的存在性，但其并未直接給出具體的理由。Davis(1998)[5]在Krugman(1980)[1]模型基礎上，放寬同質產品無運輸成本這一限制，發現本地市場效應與異質產品和同質產品的相對貿易成本有關，并且當兩種產品的貿易成本相同時不存在本地市場效應現象。Head et al.(2002)[2]針對Helpman和Krugman(1985)[4]的推測，利用Helpman和Krugman(1985)[4]模型、Ottaviano et al.(2002)[6]模型、Brander(1981)[7]模型以及Markusen和Venables(1988)[8]模型對本地市場效應的普遍存在性進行了論證，發現其中前三個模型存在本地市場效應，而最后一個則存在逆向本地市場效應，并且Helpman和 Krugman(1985)[4]中本地市場效應存在的部分前提假設并非是必須的，如產品差異化、冰山型的運輸成本以及Dixit-Stiglitz模型(Dixit和Stiglitz,1977)[9]。Holmes和Stevens(2005)[10]在Krugman(1980)[1]模型和Davis(1998)[5]模型基礎上，將兩部門中規模報酬遞增行業進一步細化為高、中、低三種不同程度的規模報酬遞增行業，并得出高規模報酬遞增行業存在本地市場效應。Behrens et al.(2009)[11]指出在兩國模型下存在的本地市場效應并不能推廣至多國模型?？傮w來看，對本地市場效應的理論探討存在著一定的爭議。

在實證分析方面，Davis和Weinstein(1996)[12]在Krugman(1980)[1]模型基礎上，融合要素稟賦元素構建實證模型，并以此探究了OECD國家制造業中本地市場效應的情況，結果發現本地市場效應作用較弱，對OCED國家間的制造業結構的解釋力僅為10%，而其余90%則為要素稟賦。Hanson和Xiang(2004)[3]將在出口市場可能具有共同貿易壁壘的國家進行配對，并集中考察高運輸成本、規模效應大和低運輸成本、規模效應小這兩類產業，結果發現，運輸成本會決定本地市場效應是否存在，并且對于低運輸成本的產業，一國出口不僅與該國市場規模有關，還會和該國周邊國家的市場規模有關。Schumacher(2003)[13]在Bergstrand (1989)[14]引力模型基礎上進行拓展，區分出雙邊貿易中的本地市場效應和傳統比較優勢效應，并且利用該模型對22個OECD國家的三位數ISIC分類下的產業進行了實證分析，得出大多數的制造業部門存在本地市場效應。

國內學者的研究更多是基于國外基本理論進行拓展的經驗研究，也有將該問題異化為中國內部區域間本地市場效應的研究(范劍勇和謝強強，2010[15]；陳健生和李文宇，2010[16]、2012[17]；申洪源，2011[18]；馮偉和徐康寧，2012[19]等)；實證研究方法方面，絕大多數學者參考了Schumacher(2003)[13]模型(錢學峰和陳六傅，2007[20]；劉磊，2013[21]；佟家棟和劉竹青，2012[22]等)。相較于過往研究，本文在以下三個方面做出了貢獻：一是完善關鍵指標的數據處理，提高本地市場效應的估計精度。在Schumacher(2003)[13]的實證研究中，其利用人均國民生產總值來反映一國的要素稟賦狀況。筆者擬運用一國的資本存量與該國勞動力的比值來反映一國的要素稟賦狀況，這可以部分規避人均國民生產總值與國民生產總值的聯系，從而提高本地市場效應估計精度；二是更具體地考察中國與32個貿易伙伴國或地區的雙邊貿易中的本地市場效應現象；三是利用中國與32個主要貿易伙伴國或地區之間的雙邊貿易數據探討貿易成本、規模經濟以及產業內貿易水平對本地市場效應的影響。

三 中國對外貿易本地市場效應

(一)實證方法

借鑒Schumacher(2003)[13]的方法，本文構建實證模型的具體思路如下：

首先引入引力模型：

(1)

其中，Xaij表示a產業從i國出口到j國的出口額；Yi表示i國國民產出，反映出口國的供給能力；yi表示i國的人均資本，反映出口國的要素稟賦狀況；Yj表示j國國民產出，反映進口國的需求狀況；yj表示j國的人均資本，反映進口國的要素稟賦狀況；Dij表示兩國間的距離；Zkij表示其他因素，諸如共同語言、貿易政策、貿易區等。

令lnMaij=lnXaji，其中Maij表示a產業中i國從j國進口的進口額，Xaji表示a產業中j國出口到i國的出口額，則：

(2)

利用對稱性Dij=Dji、Zkij=Zkji，則式(1)減去式(2)得到：

(3)

(二)數據采集與處理

為了較為全面地反映中國與他國或地區雙邊貿易中本地市場效應的狀況，筆者依據中國與其他各國或地區雙邊進出口貿易總額的大小，以及相關數據的可得性，選取32個國家和地區來進行研究*具體為美國、中國香港、日本、韓國、德國、荷蘭、英國、新加坡、意大利、俄羅斯、法國、澳大利亞、巴西、馬來西亞、越南、加拿大、印度尼西亞、泰國、西班牙、墨西哥、印度、菲律賓、巴拿馬、土耳其、新西蘭、瑞典、智利、瑞士、芬蘭、委內瑞拉、丹麥、羅馬尼亞。。文中所用國家或地區的GDP(2005年不變價格美元)、勞動力、固定資本形成總額(2005年不變價美元)、名義GDP等數據均來自世界銀行；中國與32個國家或地區的雙邊進出口貿易數據(具體包括總的進出口數據和按SITC2標準劃分的0至9類商品的進出口數據)來源自聯合國UNCOMTRADE數據庫。另外，上述所有數據采集區間均為1996-2012年。為了消除價格的影響，筆者以2005年為基期對中國與他國或地區的雙邊進出口貿易數據進行價格調整。筆者利用永續盤存法計算資本存量，具體的公式為Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1。其中：Kt為t期實際資本存量，It為t期投資額，Pt為t期的價格指數，δ為折舊率。同時對于基期資本存量K0的估算，則運用K0=λY0來計算，其中λ為資本產出比，Y0為基期的產出值。實際測算中，It/Pt以各國固定資本形成總額(2005年不變價美元)來反映，Y0以各國基期GDP(2005年不變價格美元)來反映。李賓(2011)[23]指出，如果考察期限較長，那么資本存量測算中基期資本存量的影響很小，因此筆者將各國的基期定為1996年，并且依據過往有關資本存量測算的研究，將折舊率定為常見取值5%，資本產出比定為1.6。

(三)實證結果與分析

從中國與貿易伙伴國或地區雙邊總體對外貿易來看，存在本地市場效應(即回歸系數為正值且在10%置信水平下統計意義上顯著)的伙伴國或地區共有14個，按效應大小依次為巴拿馬、芬蘭、香港、羅馬尼亞、荷蘭、俄羅斯、意大利、英國、加拿大、瑞典、墨西哥、土耳其、丹麥、越南。顯然，中國市場規模對中國對外貿易存在著一定的影響力，在32個伙伴國或地區中有14個與中國的雙邊貿易存在著本地市場效應。但由于中國與此14個貿易伙伴國或地區雙邊貿易中的本地市場效應回歸系數都小于1，并且2012年中國前十大貿易伙伴國或地區中，僅中國香港和俄羅斯位列其中，這說明本土市場規模對中國對外貿易的影響力還很有限，市場規模的擴大更多地只是對一些小的貿易伙伴國產生較為微弱的影響。一些大的貿易伙伴國如美國、日本、德國、韓國等，它們與中國的雙邊貿易比較穩定，對中國逐漸擴大的市場規模不太敏感。

從各分類貿易來看，具備本地市場效應且按效應大小依次排序的伙伴國或地區：在0類即食品及活動物方面，依次為委內瑞拉、墨西哥、印度尼西亞、菲律賓。其中中國與委內瑞拉雙邊貿易的本地市場效應十分強勁，本地市場效應回歸系數達到5.666，遠高于其它3個國家。在1類即飲料及煙類方面，依次為印度、越南、墨西哥、印度尼西亞、巴拿馬、菲律賓。此類商品中，中國與這六國雙邊貿易的本地市場效應都較為顯著，本地市場效應回歸系數都在2.20以上，其中印度和越南更為強勁，本地市場效應回歸系數分別為9.224和8.329，遠高于其它國家；在2類即食用原料(燃料除外)方面，所有32個國家或地區與中國的雙邊貿易都不存在本地市場效應；在3類即礦物燃料、潤滑油及有關原料方面，依次為印度、巴拿馬、智利。此類商品中，中國與這三國雙邊貿易的本地市場效應都較為顯著，本地市場效應回歸系數分別依次為6.316、3.401和2.076。在4類即動植物油、脂及蠟方面，依次為俄羅斯、羅馬尼亞、委內瑞拉、巴拿馬、荷蘭。此類商品中，中國與這五國雙邊貿易的本地市場效應都較為顯著，本地市場效應回歸系數都在2.0以上，其中俄羅斯較為強勁，本地市場效應回歸系數達到5.532，遠高于其它國家。在5類即化學成品及有關產品方面，依次為印度、委內瑞拉、越南、巴西、俄羅斯、羅馬尼亞、菲律賓、新西蘭、智利、巴拿馬。在這10個伙伴國中，印度較為強勁，本地市場效應回歸系數為2.571，委內瑞拉、越南和巴西略微遜色，本地市場效應回歸系數在1至2之間徘徊，其余6個國家本地市場效應都不顯著，本地市場效應回歸系數都小于1。在6類即按原料分類的制成品方面，依次為俄羅斯、越南、墨西哥、羅馬尼亞、西班牙、土耳其、澳大利亞、巴拿馬、荷蘭、香港、英國、新西蘭、意大利、加拿大、巴西、芬蘭、丹麥、新加坡、馬來西亞、菲律賓、泰國。很明顯，中國市場規模對中國此類商品對外貿易存在著較強的影響力，32個國家或地區中有21個與中國在此類商品雙邊貿易中存在本地市場效應，其中6個國家或地區屬于2012年中國前十大貿易伙伴。另外，在這21個伙伴國或地區中，前6個國家本地市場效應較為顯著，本地市場效應回歸系數在1至2之間，而其余15個國家或地區的本地市場效應回歸系數都小于1。在7類即機械及運輸設備方面，依次為俄羅斯、委內瑞拉、印度、越南、澳大利亞、美國、巴西、香港、加拿大、巴拿馬、芬蘭、西班牙、意大利、荷蘭、土耳其、羅馬尼亞、新西蘭、瑞典、法國、丹麥、智利、印度尼西亞。同樣，中國市場規模對中國此類商品對外貿易存在著較強的影響力，32個國家或地區中有22個國家或地區與中國在此類商品雙邊貿易中存在本地市場效應，其中5個國家或地區屬于2012年中國前十大貿易伙伴，中國最大的貿易伙伴國美國位列其中。另外，在這22個貿易伙伴國或地區中，除了后4個國家外，其余18個國家或地區的本地市場效應回歸系數都大于1，都較為顯著。在8類即雜項制品方面，依次為俄羅斯、巴西、巴拿馬、智利、印度、澳大利亞、越南、中國香港、印度尼西亞、荷蘭、新西蘭、加拿大、菲律賓、委內瑞拉、芬蘭、馬來西亞、泰國。同樣，中國市場規模對中國此類商品對外貿易存在著較強影響力，32個國家或地區中有17個國家或地區與中國在此類商品雙邊貿易中存在本地市場效應，其中6個國家或地區屬于2012年中國前十大貿易伙伴。另外，在這17個貿易伙伴國或地區中，前8個國家或地區本地市場效應較強，本地市場效應回歸系數都大于1，其中俄羅斯本地市場效應回歸系數最大，為4.421。在9類即未分類商品方面，依次為巴西、委內瑞拉、俄羅斯、新西蘭、羅馬尼亞、芬蘭、新加坡、瑞典、巴拿馬、菲律賓。除了菲律賓本地市場效應較弱且本地市場效應回歸系數小于1外，其余國家本地市場效應都較強，本地市場效應回歸系數都大于2.22。

表1 中國與各國雙邊貿易本地市場效應回歸系數表(即)

(續上表)

印度尼西亞泰國西班牙墨西哥印度菲律賓巴拿馬土耳其3-0.647242**-0.942305**-3.263997**-4.371295***6.316330**0.1853923.401409***-1.2078834-3.320462***-0.280056-4.825966***-0.364808-5.434904*-1.382952***2.393136***-3.252405***5-0.018619-0.299833***-0.667277*0.4181862.570795***0.486345***0.328367***-0.1871666-0.001620 0.184570* 1.160829*** 1.333375***-2.053264**0.438738*** 0.955362*** 1.088561***70.540619***-0.278505**1.331059***0.2259002.858054***-0.158825**1.350599***1.155835***80.941892***0.329360***0.6288980.3719701.726738*0.625978***2.275045***-0.1521379-0.0459570.2224551.4206520.337509-19.843290***0.776679**2.227599***-5.048848***新西蘭瑞典智利瑞士芬蘭委內瑞拉丹麥羅馬尼亞T0.0183390.396600**-0.425321***-0.912055***0.803554***-0.496797***0.340648**0.662638***0-0.820452**-0.444802-0.171913-1.796389***-0.905097*5.665655***-0.482965-0.966851***1-0.483176-3.142974***-1.188120**-3.945622***-3.637702***0.803788-0.358135-1.411289**2-1.307599***-1.279543***-1.692897***-0.581700*-1.829267***-1.676045***-0.692535**-0.565715***30.276466-1.4120572.075606***-3.289544***-1.381827-4.255030***1.353604-1.318312**40.292569-1.216534-1.460565**-1.869889-5.185488***2.868531***-0.5375803.495959***50.398400*-0.901815***0.388078**-0.586570*-0.1308831.665058***-0.609218**0.684785***60.921090***-0.239106-0.735981***-0.828228***0.716169***-0.2385910.615954**1.180578***71.019517***1.005986***0.631734***0.3544941.333699***3.571287***0.732033**1.061319***80.780020***0.0730081.866177***-1.066060***0.561077*0.564824***0.194881-0.562124***94.423149***2.618148*-2.225746**-3.203345**3.134307**5.624546***0.6428963.985871***

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%置信水平下回歸變量顯著；T表示總的對外貿易、0表示食品及活動物、1表示飲料及煙類、2表示非食用原料(燃料除外)、3表示礦物燃料、潤滑油及有關原料、4表示動植物油、脂及蠟、5表示化學成品及有關產品、6表示按原料分類的制成品、7表示機械及運輸設備、8表示雜項制品、9表示未分類商品。

上述實證結果很明顯存在著一些規律性特征。首先，本地市場效應存在與否，在各細分類商品雙邊貿易中呈現出的狀態與總體商品雙邊貿易中的狀態并不嚴格一致。一些國家盡管在一些細分類商品與中國的雙邊貿易存在本地市場效應，但在總體貿易方面卻不存在本地市場效應，如美國、新加坡等。其次，本地市場效應在不同細分商品中存在著顯著差別，0至4類初級產品中，與中國雙邊貿易存在本地市場效應的伙伴國或地區比較少，其中最多的商品類別為1類商品，共有7國或地區與中國雙邊貿易存在本地市場效應，最少的商品類別為2類，沒有任何伙伴國或地區與中國雙邊貿易存在本地市場效應。5至9類制成品的本地市場效應較為顯著，其中最多的商品類別為7類，共有22國或地區與中國雙邊貿易存在本地市場效應，最少的商品類別為5和9類，它們都有10國或地區與中國雙邊貿易存在本地市場效應(見表2)。第三，各伙伴國或地區與中國雙邊貿易中存在本地市場效應的商品類別數有著顯著差異。其中，最多的國家為巴拿馬，共有8個細分類商品與中國雙邊貿易存在本地市場效應，最少的為0個，共有4個國家，另外有8個國家在兩個細分類商品雙邊貿易中存在本地市場效應(具體見表3)。最后，一些重要的貿易伙伴國與中國雙邊貿易中本地市場效應現象并不突出，如在中國傳統四大貿易伙伴國中，美國總體上與中國雙邊貿易不存在本地市場效應現象，在細分類商品中，僅7類存在本地市場效應；日本、韓國和德國無論在總體貿易方面，還是在10個細分類商品貿易方面，與中國的雙邊貿易都不存在本地市場效應現象。

表2 中國在不同商品類別雙邊貿易中存在本地市場效應的伙伴國數

表3 與中國在所有10個細分類商品雙邊貿易中存在本地市場效應的商品類別數及具體國家

四 貿易成本、規模經濟和產品差異化對本地市場效應的影響

有較多文獻考察貿易成本、規模經濟以及產品差異化對本地市場效應的影響，為了探明中國對外貿易中本地市場效應與三者之間的關系，筆者擬對此進行進一步的探討。

(一)驗證方法及數據處理

為了厘清貿易成本、規模經濟以及產品差異化與本地市場效應的關系，筆者將依據上述基本實證方法，構建如下實證模型：

lnXaij-lnXaji=β1D(lnYi-lnYj)+β2(1-D)(lnYi-lnYj)+β3(lnyi-lnyj)

(4)

其中D為虛擬變量，當貿易成本較低或規模經濟程度較低或產品差異化程度較低時，D=0，反之，D=1；β1、β2、β3為回歸系數；其余數學符號的含義同上。對上式進行回歸之后，利用Wald系數檢驗來驗證β1=β2是否成立。如成立，表明貿易成本或規模經濟程度或產品差異化程度對本地市場效應毫無影響；如不成立，則表明貿易成本或規模經濟程度或產品差異化程度對本地市場效應存在顯著影響。當β1>β2時，表示中國與貿易成本較高或規模經濟程度較高或產品差異化程度較高的伙伴國或地區之間貿易的本地市場效應較大；當β1<β2時，表示中國與貿易成本較低或規模經濟程度較低或產品差異化程度較低的伙伴國或地區之間貿易的本地市場效應較大。

在數據采集與處理方面，除了與前面實證相同的數據外，此處還涉及到貿易成本、規模經濟、產品差異化程度這三個指標。貿易成本利用世界銀行公開數據中各國出口成本(每貨柜美元)和進口成本(每貨柜美元)相加而得到。規模經濟程度則通過對生產函數Y=AKαLβ(其中，Y以各國GDP2005年不變價格美元來反映；K以上述各國資本存量來反映；L以各國勞動力來反映)的估計得出α和β值，以此來反映一國總體的規模經濟狀況。經過最終計算得出所有國家α和β值的和都大于1，因此所有國家在總體上都呈現規模收益遞增狀況，只是各國的遞增程度不同而已。由于缺乏各細分類行業的資本以及勞動力數據，為此筆者并未對規模經濟狀況對各細分類行業貿易本地市場效應的影響進行分析。最后，依據Krugman(1980)[1]的基本假設，利用產業內貿易水平來反映產品差異化程度，基本的計算公式如下：

(5)

其中A表示綜合產業內貿易指數；n表示該綜合產業中細分行業的種類；Mi、Xi分別表示細分產業i的進口額和出口額。本文利用此公式分別計算了中國與伙伴國總體以及各細分類的產業內貿易水平，從而反映總體以及各細分類貿易中的產品差異化程度。當該值越接近0時，產品差異化程度越低，當該值越接近1時，產品差異化程度則越高。

另外，我們分別依據貿易成本、規模經濟程度、產品差異化程度的大小進行簡單排序，并依據大小將32個國家或地區分為兩大類，較小的16個國家或地區分為一類，D值取0，較大的16個國家或地區分為另一類，D值取1。

(二)實證結果及分析

為了探知貿易成本、規模經濟程度和產品差異化程度對本地市場效應的影響，依據上述方法，本文將面板模型設定為固定影響變截距模型?；诒狙芯康哪康?，筆者在驗證結果中增設了一個選項D，其包括三種情況：一是回歸系數β1和β2都為負值；二是回歸系數β1和β2中一個為負值，另一個統計意義上不顯著；三是回歸系數β1和β2統計意義上都不顯著。驗證結果如表4所示。

表4 假設前提的驗證結果

注：A表示β1>β2；B表示β1=β2；C表示β1<β2；D表示其它，其中★表示β1為正值，β2統計意義上不顯著；☆表示β1統計意義上不顯著，β2為正值；●表示β1和β2都為正值；◎表示β1和β2都為負值；○表示β1和β2中一個為負值，另一個統計意義上不顯著；◇表示β1和β2統計意義上都不顯著。T、0、1、2、3、4、5、6、7、8、9的含義同表1所述。

首先，對于貿易成本來說，在總體對外貿易方面，經過Wald系數檢驗，無法拒絕β1=β2的原假設，因此貿易成本高低對中國與各伙伴國總體對外貿易中的本地市場效應沒有顯著影響。對于0、1、3、4、5、6、8、9各細類商品，對外貿易中不存在本地市場效應，故辨別貿易成本對相應領域對外貿易中本地市場效應的影響已變得毫無意義。對2類商品，中國與低貿易成本伙伴國或地區之間貿易存在著本地市場效應，而與高貿易成本伙伴國或地區之間貿易不存在本地市場效應。這種情況的出現可能與2類即非食用原料(燃料除外)屬于初級產品有關。一般來說，初級產品的規模報酬收益遞增的程度并不太高。另外，盡管本地市場效應的出現離不開貿易成本，但如果貿易成本過高，則會使規模報酬遞增的收益難以彌補貿易成本帶來的損失，從而使伴隨本地市場效應的產業向市場規模大的國家轉移與集聚現象不會發生，最終導致本地市場效應現象不會出現。對于7類商品，中國與高貿易成本伙伴國或地區之間貿易存在著本地市場效應，而與低貿易成本伙伴國或地區之間貿易不存在本地市場效應。這種情況的出現同樣與7類即機械及運輸設備屬于制成品有關。一般來說，制成品的規模報酬收益遞增的程度較高且行業利潤空間也比初級產品要大。如果貿易成本較低，企業推動產業轉移的動力可能不足。因為不管在哪個國家生產，相較于其所得，貿易成本顯得微乎其微。而當貿易成本較高時，企業為了照顧較大的市場，更愿意將產業向市場規模較大國家轉移，此時行業的利潤空間以及規模報酬收益足以彌補供應市場規模較小國家時貿易成本所帶來的損失。

其次，對于規模經濟程度來說，在總體對外貿易方面，同樣經過Wald系數檢驗，無法拒絕β1=β2的原假設，因此規模經濟程度高低對中國與各伙伴國或地區總體對外貿易中的本地市場效應沒有顯著影響。這也間接說明了只要存在規模收益遞增，企業就存在進行產業轉移的動力，而無關規模收益遞增幅度大小。

最后，對于產品差異化程度來說，在總體對外貿易方面，同樣經過Wald系數檢驗，無法拒絕β1=β2的原假設，因此產品差異化程度高低對中國與各伙伴國或地區總體對外貿易中的本地市場效應沒有顯著影響。對于0、1、3、4、5、6、8、9類商品，由于不存在本地市場效應，故辨別產品差異化程度對相應領域對外貿易中本地市場效應的影響已變得毫無意義。在2類即非食用原料(燃料除外)對外貿易方面，中國與產品差異化程度較低的伙伴國或地區之間存在著本地市場效應，而與產品差異化程度高的伙伴國或地區之間貿易不存在本地市場效應。之所以產生這種結果，可能與本地市場效應所涉及的國際分工有關。在2類即非食用原料(燃料除外)中共有9個細分類，而中國與伙伴國或地區之間在此類商品貿易中所形成的國際分工可能更多體現在這9個細分類之間，而非這9個細分類的次級分類之間，當然這也與初級產品的內部區分度不大有一定的關聯。在7類即機械及運輸設備對外貿易方面，經過Wald系數檢驗，β1<β2，且在10%置信水平下顯著，這表明與伙伴國或地區產品差異化程度越低，本地市場效應效果越是顯著，這種結果的出現與2類即非食用原料(燃料除外)對外貿易有著相似之處，即盡管制成品的內部區分度較大，但中國與伙伴國或地區之間在此類商品貿易中的本地市場效應所涉及的國際分工可能更多地體現在此類商品的9個細分類之間，而非9個細分類的次級分類之間。

五 結論及啟示

本文通過計量模型對中國與32個伙伴國或地區在總體和各細分類商品對外貿易中的本地市場效應以及貿易成本、規模經濟程度和產品差異化程度對本地市場效應的影響進行了深入探討，并得出如下主要結論：

第一，在國家層面，無論是總體貿易還是各細分類商品貿易，與中國雙邊貿易存在本地市場效應現象的基本上都是一些相對較小的貿易伙伴國或地區。在總體貿易方面，一些重要的貿易伙伴國如日本、韓國、德國和美國，它們與中國的雙邊貿易都不存在本地市場效應現象；在細分類商品方面，除了美國在7類即機械及運輸設備方面存在本地市場效應外，其余國家在與中國所有10個細分類商品雙邊貿易中，都不存在本地市場效應；在產業層面，制成品雙邊貿易中的本地市場效應現象較為顯著和普遍，其中6、7、8類商品即按原料分類的制成品、機械及運輸設備和雜項制品最為明顯，而初級產品雙邊貿易中的本地市場效應現象則顯得較不明顯，其中2類商品即非食用原料(燃料除外)根本不存在任何形式的本地市場效應現象。

第二，對于總體貿易，貿易成本、規模經濟、產品差異化對中國與各伙伴國或地區貿易中的本地市場效應沒有顯著影響。對于2類商品，即非食用原料(燃料除外)，貿易成本和產品差異化程度越低，中國與伙伴國或地區貿易中的本地市場效應越顯著；對于7類商品，即機械及運輸設備，貿易成本越高和產品差異化程度越低，本地市場效應越顯著。

由于本地市場效應將一國國內市場規模與對外貿易聯接了起來，因此，基于上述結論，可得出如下幾點啟示。

第一，中國經濟的快速發展以及國內市場規模的不斷擴大，將會擴大中國對一些較小貿易伙伴國或地區的貿易順差，同時對于一些較大的貿易伙伴國或地區則沒什么影響，因此透過本地市場效應可以實現中國對外貿易地理結構的優化，防止出口市場過度集中在少數國家，降低出口市場變動風險。

第二，快速擴張的中國國內市場規模也會促進中國相關產業的出口，尤其是制成品出口，因此除要素稟賦、比較優勢等因素外，國內市場規模也將會成為中國相關產業出口尤其是制成品出口的重要影響因素。在可預期的未來，伴隨中國經濟規模不斷擴大，中國對外貿易產業結構的優化升級以及制成品出口的擴張將成為必然。

第三，中國應重視與相關國家之間雙邊貿易中的本地市場效應，通過培育和發展國內市場，來引導和推進中國對外貿易地理和產業結構的優化。同時也要重視本地市場效應所涉及的產業轉移現象，通過出臺相應政策措施，使得投資和產業轉移便利化，進而使得國內的經濟規模能與對外貿易有效地對接起來，最終全面提升中國經濟發展的質量。

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The Home Market Effect of Foreign Trade of China and Verification of Hypothesis

WAN Xiao-ning

This article uses econometric model to study the home market effect on bilateral trade on total and further classified products between China and thirty two partner countries or regions, and find that the existence of home market effect on total products is not consistent with the effect on further classified products. There exists significant differences on the home market effect among the different further classified products, and there is no prominent home market effect on bilateral trade between China and some important partner countries. Through further study on influence effect on the home market effect of trade cost, scale economy and product differentiation, we find that there is no obvious influence on the home market effect of foreign trade in total products of three above separate. Trade cost and product differentiation separately have influence on the home market effect of foreign trade in products of code 2 and 7 according to SITC2.

home market effect; foreign trade cost; scale economy; product differentiation; verification of hypothesis

2014-09-28

萬曉寧，碩士，淮陰師范學院經濟與管理學院講師，研究方向為國際經濟與貿易。

F202

A

1674-8298(2015)02-0126 -11

[責任編輯：周 浩]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.02.012