一、引 言
20世纪80年代末以来,经济全球化的繁荣加深了世界各国的经贸联系,与之相伴随的是国家间发展不平衡等问题日益凸显。从全球分工的角度来看,发达国家在全球价值链中分布于“微笑曲线”两端,而发展中国家大多从事低附加值、高能耗的加工组装环节,中间投入则高度依赖进口(Liu和Qiu,2016)。由于资金匮乏、技术落后、工业化进程缓慢,发展中国家难以自主生产资本和技术密集型产品,只能以较高的垄断价格进行进口采购(王元璋和阮红新,1999,2000;马艳等,2020),这将直接推高国内生产成本,加剧其面临“低端锁定”的风险(Humphrey和Schmitz,2002;张辉,2005;巫强和刘志彪,2012)。同时,进口价格高企也会间接导致国内消费品价格提升,加剧贫困、社会不稳定和通货膨胀等问题(Ivanic和 Martin,2008;Mundlak和Larson,1992;Adam,2011)。因此,在国际贸易中提高议价能力、维持进口价格的合理与稳定对于一国工业化发展、保障社会福利等均具有重要意义。
相较而言,大部分发展中国家的进口价格具有以下两个特征:一方面,其进口投入大多以资本、技术密集型产品为主,由于劳动强度、生产技术、管理水平等生产条件存在差异,这些产品本身就具有较高的国际价值;另一方面,发展中国家自身经济实力和竞争优势较弱,在产品流通领域处于相对劣势的贸易地位,在国际市场(特别是技术、资本密集型产品市场)中缺乏议价权(张少军和刘志彪,2013;吕越等,2017),而拥有高议价能力的一方通常能够以更为有利的价格出售或购买产品(Inderst和Montez,2019),高昂的进口价格降低了发展中国家接触高新技术与机器设备的机会,使其在全球利益分配中被边缘化,并最终影响一国的经济增速。针对这一问题,党的十九届五中全会明确提出要推动共建“一带一路”高质量发展,积极参与全球经济治理体系改革。实践人类命运共同体理念是“一带一路”倡议的初衷,也是该倡议希望实现的最高目标。这为沿线各国更好、更公平地参与国际贸易循环以及经济全球化健康可持续发展提供了新的契机。在此背景下,本文试图厘清“一带一路”倡议是否有利于降低沿线各国进口价格,从而打破发展初期的国际价格垄断,以及其内在机制如何,是否存在异质性的价格效应等问题。对上述问题的回答既能为“一带一路”倡议推动共建公平合理的经贸环境提供更多理论和实证依据,也对于如何进一步依托“一带一路”倡议完善全球经济治理体系具有重要的政策含义。
本文的研究主要基于以下两支文献展开:其一是围绕“一带一路”倡议的政策效应展开的研究,其二是关于进口价格变动成因的讨论。就第一支文献而言,相关研究主要集中于讨论“一带一路”倡议对沿线国家的经济促进效应。具体而言,较多学者从产业链、价值链的角度切入,发现“一带一路”倡议对于沿线国家存在价值链优化的作用(戴翔和宋婕,2021),可以通过与中国产业融合程度的加深(姚星等,2019),提升沿线各国的分工地位(王恕立和吴楚豪,2018),而对外直接投资、基础设施建设等合作方式则是“一带一路”倡议对沿线国家发挥效应的主要抓手(金刚和沈坤荣,2019;吕越等,2019;张辉等,2021)。总体而言,目前鲜有文献就“一带一路”倡议如何影响进口价格展开系统性分析,较为接近的是探究“一带一路”倡议背景下汇率变动对中国进口价格的影响(曹伟等,2019)。相较而言,本文的研究侧重于“一带一路”倡议中的各政策优先领域如何通过竞争和需求效应对沿线各国进口价格发挥作用,这是对已有文献的进一步拓展和补充。第二支文献是进口价格变动成因的相关研究。根据一价定律(The Law of One Price),同一产品在不同地区的销售价格应是一致的,但现实中产品在不同进口国的价格存在巨大差异(De Loecker和Warzynski,2012;Fontaine等,2020),学者们对进口价格变动的成因展开了一系列分析。具体而言,现有文献主要从三个方面讨论了进口价格的变动成因。其一是汇率对价格的传递效应。由于价格粘性、通货膨胀环境和对外开放程度等因素,汇率对价格的影响效应大小存在差异(Gopinath和Itskhoki,2010;Drozd和Nosal,2012;Fitzgerald和Haller,2014)。其二是关税对进口价格的影响效应。有关研究认为进口关税与进口价格存在显著的正相关性,但进口关税的变化仅能部分传递至价格(Amiti等,2019,2020;魏浩和张文倩,2022)。其三是信息成本的作用。现有文献认为大部分无法被观测到的信息成本能够对进口价格造成显著的正向影响(Head和Mayer,2013;Steinwender,2018)。总体而言,已有文献对进口价格的研究主要有以下两个特点:第一,关于国际贸易协定如何影响参与国价格的研究相对较少,这方面的文献集中于从进口关税的角度讨论WTO/GATT对相关国家进出口价格的影响,本文以“一带一路”倡议为研究对象,其内涵不止于贸易协定,参与国间通过多种方式(基础设施建设、对外投资、关税变化等)展开合作,具有丰富的实践特性。第二,从影响机制来看,已有文献主要从企业生产率、产品质量和价格粘性等维度进行考察,忽略了买卖双方外部选择价值和交易规模对价格的影响,这为本文的研究提供了可能的突破空间。
本文的创新之处主要体现在以下几个方面:第一,就研究议题而言,本文聚焦“一带一路”倡议的价格效应,将议价能力和交易强度等作用机制纳入统一框架来分析“一带一路”倡议对进口价格的影响效应,为深刻认识“一带一路”倡议的内涵以及如何推动沿线各国更好、更公平地参与国际贸易循环提供了理论依据。而且,不同于已有文献侧重于研究关税或汇率等因素的进口价格传递效应,本文立足于“一带一路”倡议的丰富实践特性,对其价格效应进行了有针对性的政策效力分析,从研究视角和研究内容上对进口价格变动的成因进行拓展。第二,从研究方法来看,本文拓展了Antràs等(2017)的进口贸易模型,通过加入不完全契约的设定,将国际交换中可能存在的垄断特征引入分析框架,探讨了国际贸易网络的外源性价值和交易深度,从机制上区分和度量了“一带一路”倡议推动沿线各国进口价格下降的内在机理。另外,利用多期双重差分方法并通过对各国产品层面进口商品价格指数在集约和广约维度的精细化测算,较为严谨地识别了“一带一路”倡议推动参与国进口价格下降的因果效应。第三,进口贸易对于一国引进技术与资本、活跃与繁荣国内市场具有重要意义,因此考察“一带一路”倡议是否有助于降低沿线国家进口价格尤为必要。通过分析丰富的国家—产品层面贸易数据,本文的研究结果有助于客观评估“一带一路”倡议对于推动和促进全球经济治理体系的现实政策效应,同时也为后续的相关研究提供了理论和经验支持。
二、理论模型
本节将介绍一个加入不完全契约的中间品进口贸易模型,以考察“一带一路”倡议如何对参与国进口价格产生影响。假设存在N个国家,国家i的消费者效用函数如下:
$ {U}_{i}=[{{\int }_{\omega \epsilon {\mathrm{\Omega }}_{i}}{{q}_{i}\left(\omega \right)}^{\tfrac{\sigma -1}{\sigma }}{\rm{d}}\omega ]}^{\tfrac{\sigma }{\sigma -1}} $ | (1) |
其中,
$ {q}_{i}\left(\omega \right)={E}_{i}{{P}_{i}}^{\sigma -1}{{p}_{i}\left(\omega \right)}^{-\sigma } $ | (2) |
其中,
$ {q}_{i}\left(\phi \right)={{\int }_{0}^{1}{{I}_{i} (v)}^{\tfrac{\rho -1}{\rho }}{\rm{d}}v}^{\tfrac{\rho }{\rho -1}} $ | (3) |
求解企业成本最小化问题,可得到最终产品的单位成本
$ {c}_{i}\left(\phi \right)={\frac{1}{\phi }{\int }_{0}^{1}{{z}_{i}\left(v\right)}^{1-\rho }{\rm{d}}v}^{\tfrac{1}{1-\rho }}=\frac{1}{\phi }{Z}_{i} $ | (4) |
$ {I}_{i}\left(v\right)={{z}_{i}\left(v\right)}^{-\rho }{Z}_{i}{q}_{i} $ | (5) |
其中,
若国家i向国家j的供应商采购中间品
$ {V}_{i}\left(\delta ;\phi ,{h}_{t}\right)={R}_{i}\left({I}_{ij};\phi \right)-{T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)+E\sum _{o}^{\infty }{\beta }^{o+1}[{R}_{i}\left({I}_{ij};\phi \right)-{T}_{ij}\left(v,{h}_{o}\right)] $ | (6) |
国家j的供应商效用函数
$ \mathrm{Pr}[{a}_{j}\left(v\right)\leqslant a]={e}^{-{T}_{j}{a}^{-\theta }}{T}_{j} > 0\text{,}\theta > 1 $ | (7) |
供应商向国家i供应中间品
$ {W}_{j}\left(\delta ;{h}_{t}\right)=u[{a}_{j}\left(v\right){T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)-{w}_{j}{\tau }_{ij}{I}_{ij}]+E\sum _{o=0}^{\infty }{\beta }^{o+1}\left\{u[{a}_{j}\left(v\right){T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)-{w}_{j}{\tau }_{ij}{I}_{ij}]\right\} $ | (8) |
与Thomas和Worrall(1988)以及Heise(2016)对合约问题的求解方法一致,本文引入状态变量
$ \underset{\{{I}_{\mathit{ij}},{T}_{\mathit{ij}},{W}_{\mathit{ij}}\}}{\mathrm{max}}{V}_{i}\left({h}_{t-1},W\right)=E[{R}_{i}\left({I}_{ij};\phi \right)-{T}_{ij}+\beta {V}_{i}\left({h}_{t},{W}_{ij}\right)] $ | (9) |
约束条件为:
$ W=E\left[u\right({a}_{j}\left(v\right){T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)-{w}_{j}{\tau }_{ij}{I}_{ij})+\beta {W}_{ij}] $ | (10) |
$ {R}_{i}\left({I}_{ij};\phi \right)-{T}_{ij}+\beta {V}_{i}\left({h}_{t},{W}_{ij}\right)\geqslant {O}_{i} $ | (11) |
$ u[{a}_{j}\left(v\right){T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)-{w}_{j}{\tau }_{ij}{I}_{ij}]+\beta {W}_{ij}\geqslant {O}_{j} $ | (12) |
其中,式(10)为守约约束(promise-keeping constraint),式(11)和式(12)为参与约束,
$ \frac{1+{o}_{i}}{\lambda +{o}_{j}}={u}^{{'}}[{a}_{j}\left(v\right){T}_{ij}\left(v,{h}_{t}\right)-{w}_{j}{\tau }_{ij}{I}_{ij}] $ | (13) |
其中,
$ {z}_{ij}\left(v\right)=\frac{1}{{a}_{j}\left(v\right)}\left[{w}_{j}{\tau }_{ij}+{u}^{{'}-1}\left(\frac{1+{o}_{i}}{\lambda +{o}_{j}}\right)\frac{1}{{I}_{ij}\left(v\right)}\right]=\frac{1}{{a}_{j}\left(v\right)}{\mu }_{ij} $ | (14) |
其中,
$ {z}_{i}\left[ v,\phi ;{J}_{i}\left(\phi \right)\right] =\underset{\mathit{j\epsilon}{J}_{i}\left(\phi \right)}{\mathrm{min}}\left[\frac{1}{{a}_{j}\left(v\right)}{\mu }_{ij}\right] $ | (15) |
企业的最优化问题分为两步:首先,企业选择最优的进口策略
$ {c}_{i}\left(\phi \right)=\frac{1}{\phi }{Z}_{i}=\frac{1}{\phi }{[\gamma {\mathrm{\Theta }}_{i}(\phi )]}^{-\tfrac{1}{\theta }} $ | (16) |
$ {\mathrm{\Theta }}_{i}\left(\phi \right)\equiv \sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{T}_{j}{\left({\mu }_{ij}\right)}^{-\theta } $ | (17) |
其中,
$ \underset{{p}_{i}\left(\phi \right)}{\mathrm{max}}{[p}_{i}\left(\phi \right)-{c}_{i}\left(\phi \right)]{q}_{i}\left(\phi \right)-{w}_{i}\sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{f}_{ij} $ | (18) |
结合需求函数求解企业最优化问题,可得企业利润为:
$ {\pi }_{i}={B}_{i}{\phi }^{\sigma -1}{\left[\gamma {\mathrm{\Theta }}_{i}\left(\phi \right)\right]}^{\tfrac{\sigma -1}{\theta }}-{w}_{i}\sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{f}_{ij}={B}_{i}{\phi }^{\sigma -1}{\left[\gamma \sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{T}_{j}{\left({\mu }_{ij}\right)}^{-\theta }\right]}^{\tfrac{\sigma -1}{\theta }}-{w}_{i}\sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{f}_{ij} $ | (19) |
其中,
$ \underset{{D}_{\mathit{ij}={\left\{\mathrm{0,1}\right\}}_{j=0}^{N}}}{\mathrm{max}}{B}_{i}{\phi }^{\sigma -1}{\left[\gamma \sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{D}_{ij}{T}_{j}{\left({\mu }_{ij}\right)}^{-\theta }\right]}^{\tfrac{\sigma -1}{\theta }}-{w}_{i}\sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{{D}_{ij}f}_{ij} $ | (20) |
其中,
大量研究已经证明“一带一路”倡议对于沿线国家的生产和运输成本的降低具有显著的作用(De Soyres等,2019;Baniya等,2020),并通过降低贸易成本促进沿线各国的贸易合作(张会清,2017)。借鉴前人的研究,本文将“一带一路”倡议定义为一次外生的贸易成本冲击,考虑可变贸易成本
$ {Z}_{i}={\left[\gamma {\mathrm{\Theta }}_{i}\right(\phi \left)\right]}^{-\tfrac{1}{\theta }}={\left[\gamma \sum _{j\epsilon{J}_{i}\left(\phi \right)}{T}_{j}{\left({\mu }_{ij}\right)}^{-\theta }\right]}^{-\tfrac{1}{\theta }} $ | (21) |
接下来,讨论可变贸易成本
命题1:“一带一路”倡议能够通过扩展进口合作伙伴的渠道产生竞争效应,从而降低成员国的进口采购价格。
贸易成本
命题2:“一带一路”倡议能够通过提高采购数量的渠道产生需求效应,从而降低成员国进口采购价格。
三、实证策略与数据说明
(一)计量模型设定
为了分析一国参与“一带一路”倡议是否有助于降低其进口价格,本文以“一带一路”倡议的提出作为准自然实验,考察其对进口价格的影响机制。具体地,本文的模型构建如下:
$ {P}_{sjt}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{DID}_{jt}{+{\alpha }_{2}\mathit{X}}_{\mathit{j},\mathit{t}}{+{\alpha }_{3}\mathit{X}}_{\mathit{s}\mathit{j},\mathit{t}}+{\gamma }_{st}+{\mu }_{sj}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{s jt} $ | (22) |
其中,下标
(二)变量与数据说明
1. 被解释变量。国家
2. 其他解释变量。本文选取对进口价格指数可能产生影响的国家—年份层面变量以控制随时间变化的国家因素带来的影响,包括生产效率对数值(
四、实证结果分析
(一)基准回归结果
本文根据方程(22)来考察“一带一路”倡议对参与国进口价格的影响效应,结果如表1所示。列(1)控制了个体和时间固定效应,列(2)加入了国家—年份层面控制变量,列(3)进一步加入价格差异对数值
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
进口价格指数 | 进口价格指数 | 进口价格指数 | 进口价格指数 | 进口价格指数 | |
倍差项 | −0.028***(0.002) | −0.019***(0.002) | −0.018***(0.002) | −0.018***(0.002) | −0.018***(0.003) |
生产率对数值 | −0.163***(0.015) | −0.162***(0.015) | −0.155***(0.015) | −0.155***(0.022) | |
汇率对数值 | −0.013***(0.002) | −0.013***(0.002) | −0.012***(0.002) | −0.012***(0.003) | |
国内价格指数 | 0.201***(0.008) | 0.200***(0.008) | 0.198***(0.007) | 0.198***(0.010) | |
法治水平对数值 | −0.037***(0.011) | −0.037***(0.011) | −0.042***(0.010) | −0.042**(0.018) | |
价格差异对数值 | −0.009**(0.004) | −0.008*(0.004) | −0.008(0.005) | ||
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 非控制 | 非控制 | 非控制 | 控制 | 控制 |
行业Cluster | 非控制 | 非控制 | 非控制 | 非控制 | 控制 |
Observations | 531 947 | 531 947 | 531 947 | 531 892 | 531 892 |
R-squared | 0.544 | 0.545 | 0.545 | 0.573 | 0.573 |
注:小括号内为系数标准差;* 、**和***分别表示在10%、5% 和1%的水平上显著;行业为HS4位码层面。下同。 |
(二)识别策略检验
1. 平行趋势检验。多期双重差分识别策略的核心前提假设是政策事件发生前处理组和对照组的变化趋势是一致的。因此,本文在基准回归中加入“一带一路”倡议前后年份的虚拟变量进行平行趋势检验,如式(23)所示:
$ {P}_{sjt}={\alpha }_{0}+\sum _{n}{{\alpha }_{1n}DID\_n}_{jt}+{{\alpha }_{2}DID0}_{jt}+\sum _{m}{{\alpha }_{3m}DIDm}_{jt}{+{\alpha }_{4}\mathit{X}}_{\mathit{j},\mathit{t}}+{\gamma }_{st}+{\mu }_{sj}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{sjt} $ | (23) |
其中,
2. 处理效应异质性检验。在使用双向固定效应模型评估处理效应时,若同一组的处理效应随时间变化或者不同组的处理效应不同,则估计量很可能受到处理效应异质性的干扰(Goodman-Bacon,2021)。鉴于此,本文使用Goodman-Bacon分解法对处理效应异质性进行检验。
(三)内生性讨论
本文的内生性问题主要可能来自两个方面:一是可能存在其他遗漏变量导致估计偏误,如存在某些同期政策对进口价格产生影响;二是加入“一带一路”倡议国家的非随机性,即“一带一路”外生冲击的非随机性。本文采用多种方法针对这两个可能存在的问题进行检验。借鉴Bastos(2020)的做法,本文构建法治水平暴露程度
$ {RQ}_{jt}=\ln{RLC}_{t}\times {SM}_{j} $ | (24) |
其中,
使用
五、进一步讨论
(一)机制分析
本部分实证检验命题1和命题2所提出的两个作用机制。为了探究“一带一路”倡议是否能够通过竞争效应和需求效应降低参与国进口价格,本文借鉴温忠麟等(2004)、张国建等(2019)关于中介效应的检验方法,在政策效果识别的基础上构建如下检验方程:
$ {P}_{sjt}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{DID}_{jt}{+{\alpha }_{3}\mathit{X}}_{\mathit{j},\mathit{t}}+{\gamma }_{st}+{\mu }_{sj}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{sjt} $ | (25) |
$ {M}_{sjt}={b}_{0}+{b}_{1}{DID}_{jt}+{{b}_{2}\mathit{X}}_{\mathit{j},\mathit{t}}+{\gamma }_{st}+{\mu }_{sj}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{sjt} $ | (26) |
$ {P}_{sjt}={c}_{0}+{c}_{1}{DID}_{jt}+{c}_{2}{M}_{sjt}+{{c}_{3}\mathit{X}}_{\mathit{j},\mathit{t}}+{\gamma }_{st}+{\mu }_{sj}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{sjt} $ | (27) |
其中,
1. 理论假设检验。在机制检验之前,我们先检验“一带一路”倡议对贸易成本的影响,
(1) | (2) | (3) | |
进口价格指数 | 贸易成本对数值 | 进口价格指数 | |
倍差项 | −0.018***(0.003) | −0.124***(0.001) | −0.016***(0.003) |
贸易成本对数值 | 0.017***(0.002) | ||
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 531 892 | 531 892 | 531 892 |
R-squared | 0.573 | 0.721 | 0.573 |
2. 作用渠道检验。本文选取国家—行业层面的进口国数量的对数值
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
进口价格指数 | 进口国数量对数 | 进口价格指数 | 进口商品数量对数 | 进口价格指数 | |
倍差项 | −0.018***(0.003) | 0.014***(0.002) | −0.017***(0.003) | 0.025***(0.006) | −0.016***(0.003) |
进口国数量对数 | −0.068***(0.006) | ||||
进口商品数量对数 | −0.087***(0.003) | ||||
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 531 892 | 531 892 | 531 892 | 531 795 | 531 795 |
R-squared | 0.573 | 0.943 | 0.574 | 0.960 | 0.584 |
(二)异质性分析
1. 贸易深度还是参与国广度。“一带一路”倡议一方面降低了沿线国家对初始供应商的采购价格,另一方面也提高了沿线国家新增进口国数量和产品种类。前者可以称之为进口价格的集约边际部分(
(1) | (2) | |
进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
|
倍差项 | −0.015***(0.003) | −0.003***(0.001) |
其他控制变量 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 |
Observations | 531 892 | 531 892 |
R-squared | 0.578 | 0.447 |
2. “一带一路”倡议的优先领域。降低贸易成本是“一带一路”倡议对进口价格产生影响的前提条件,本部分主要关注“一带一路”倡议是否通过当前三大重点领域“信息沟通、贸易畅通及设施联通”推动了沿线国家进口价格的下降,考察不同领域为缓解发展中国家国际交换不等价问题的具体政策效果。就信息沟通来看,按照产品名称描述,将与租赁等商业活动有关的产品及含“组件、零件、芯片”等字眼的产品划分为信息敏感型产品,将其余产品划分为非信息敏感型产品。回归结果如表5列(1)—列(2)所示,“一带一路”倡议对信息敏感型产品的价格效应更为明显。贸易畅通方面,按照2010—2018年各国关税变化程度对样本进行分类回归,
信息沟通 | 贸易畅通 | 设施联通 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
进口价格指数
(信息敏感型) |
进口价格指数
(非信息敏感型) |
进口价格指数
(关税降幅大) |
进口价格指数
(关税降幅小) |
进口价格指数
(时间敏感型) |
进口价格指数
(非时间敏感型) |
|
倍差项 | −0.021**(0.009) | −0.018***(0.003) | −0.060***(0.009) | −0.014***(0.003) | −0.020***(0.005) | −0.017***(0.003) |
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 66 535 | 465 357 | 93 824 | 437 941 | 133 209 | 398 683 |
R-squared | 0.530 | 0.582 | 0.594 | 0.583 | 0.596 | 0.566 |
3. “一带一路”倡议的行业/国家异质性。资本、技术密集型行业的卖方垄断性更强,因此本文猜测“一带一路”倡议更能降低参与国的资本、技术密集型行业的进口价格。本文将行业分为“资本或技术密集型”和“劳动密集型”进行考察,按照OECD对高技术产品的分类进行样本划分。表6汇报了两类行业分样本的实证结果。结果显示,“一带一路”倡议对“资本或技术密集型”行业的影响效应更大。
资本或技术密集型行业 | 劳动密集型行业 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
|
倍差项 | −0.021***(0.006) | −0.018***(0.006) | −0.003***(0.001) | −0.017***(0.003) | −0.014***(0.003) | −0.003***(0.001) |
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 126 991 | 126 991 | 126 991 | 404 901 | 404 901 | 404 901 |
R-squared | 0.528 | 0.531 | 0.452 | 0.593 | 0.599 | 0.446 |
此外,根据前文的分析,价格由成本及加成率组成,而竞争效应和需求效应刻画的是通过提高议价能力、扩大产品需求来降低采购价格加成率,“一带一路”倡议会对垄断型行业产生更强的价格效应。本文将行业划分为竞争型行业和垄断型行业,使用期初样本(2010年样本)在HS4位码层面计算国家j行业s的赫芬达尔指数HHI,以HHI中位数作为分界点,将大于HHI中位数的行业视为垄断型行业,其余行业为竞争型行业。表7相关回归结果显示,“一带一路”倡议更能降低垄断型行业的进口价格。
竞争型行业 | 垄断型行业 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
|
倍差项 | −0.010***(0.003) | −0.007**(0.003) | −0.003***(0.001) | −0.035***(0.006) | −0.032***(0.006) | −0.004***(0.001) |
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 332 681 | 332 681 | 332 681 | 199 037 | 199 037 | 199 037 |
R-squared | 0.593 | 0.599 | 0.446 | 0.580 | 0.584 | 0.472 |
从国家异质性来看,许多发展中国家存在地缘劣势、技术落后等各种有形或无形的壁垒,在全球分工和国际交换中处于弱势地位,这种“不等价性”的背后一方面反映了发达国家与发展中国家不同竞争优势下形成的垄断因素,另一方面也是发展中国家在发达国家主导的国际经贸规则中话语权缺失的反映。为此,本文根据世界银行关于国家类别的分类,将高收入国家视为发达国家样本,其余国家视为发展中国家,探究“一带一路”倡议是否为发展中国家提供了一个公平合理的经贸合作平台。分样本回归的结果如表8所示,“一带一路”倡议显著降低了发展中国家的进口价格,但对发达国家无显著影响。综上所述,“一带一路”倡议提升参与国贸易地位的发力点集中在资本、技术密集型垄断行业,对于推动发展中国家加快工业化进程、缩短技术差距具有重要意义。这为“一带一路”倡议缓解国际交换的“不等价性”提供了实证的经验依据。
发展中国家 | 发达国家 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
进口价格指数 | 进口价格指数
(集约边际) |
进口价格指数
(广约边际) |
|
倍差项 | −0.027***(0.004) | −0.023***(0.004) | −0.004***(0.001) | −0.014***(0.004) | −0.015***(0.004) | 0.001(0.001) |
其他控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
个体固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
时间固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Observations | 243 641 | 243 641 | 243 641 | 287 825 | 287 825 | 287 825 |
R-squared | 0.593 | 0.597 | 0.477 | 0.584 | 0.589 | 0.446 |
六、结论与政策启示
维持进口价格的合理与稳定对于一国工业化发展、保障社会福利等具有重要意义,这也是推动经济全球化健康可持续发展的应有之义。在此背景下,本文以“一带一路”沿线各国进口价格为切入口,从理论和实证层面探讨了“一带一路”倡议对于打破国际价格垄断、完善全球经济治理体系的实际政策效果。在理论层面,本文分析认为,“一带一路”倡议以互联互通为着力点,有助于扩大贸易网络并加强交易深度,为沿线各国提供交易外部价值,从而有助于降低其进口采购价格,推动沿线国家实现公平性贸易利得。在实证层面,本文基于2009—2018年146个国家和地区产品层面贸易数据,通过多期双重差分模型的计量检验结果表明:(1)通过加入“一带一路”倡议,沿线国家的进口价格得到了显著的下降,同时,在考虑了遗漏变量和政策非随机的影响下,本文的结论依然成立。(2)“一带一路”倡议通过扩展进口来源国引发的竞争效应和提高进口方采购量带来的需求效应,对降低沿线国家的进口价格产生积极作用。(3)“一带一路”倡议推动沿线各国价格下降的主要动力来自集约边际,且价格降幅在资本技术密集型和垄断程度较强的行业更为明显,同时对发展中国家的影响也更为显著。
本文的研究结果对于如何依托“一带一路”建设进一步完善全球经济治理体系具有重要的政策含义:(1)研究表明,“一带一路”倡议对于发展中国家的价格效应较为显著,这部分国家经济增长普遍面临工业化成本居高不下的制约,仅仅依靠内生力量无法突破经济发展瓶颈。因此,应坚持推动和深化“一带一路”的合作,这对于助推发展中国家打破经济落后恶性循环具有重要意义。(2)机制分析认为,扩大贸易合作对象、强化贸易合作深度对于降低进口价格具有显著作用,这体现了沿线国家之间的多方合作及构建贸易网络的重要性,应积极推动共建“一带一路”合作平台,探索“一带一路”合作方式的多元化和合作对象的开放性,实现联动式共同发展。(3)异质性分析发现,数字丝路建设对于价格效应的发挥仍具有较大潜力,因此应在“一带一路”倡议持续推进的过程中进一步发展数字化技术,合作拓展数字经济发展新空间。
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