第三節　雙邊貿易績效分析

雙邊貿易績效主要體現為彼此出口產品在對方進口市場份額的增長，總的市場份額增長得越多表明在對方進口市場取得的績效越大。本節通過產品市場二元邊際分析（BMA）、雙邊貿易互補性分析以及恒定市場份額分析（CMSA）來考察市場績效的成因，本節主要采用聯合國貿易統計數據庫中市場細分最為詳細的海關編碼（HS）六位碼分類。

一、市場績效的二元邊際分析

邊際分析的核心思想是通過市場廣度和深度來刻畫一國出口產品在其貿易伙伴國進口市場中的拓展模式，主要是通過拓展深度或廣度而獲得的。以下以中國產品在波蘭市場的廣度和深度分析方法為例，簡單說明其核心思想和計算方法及其推導公式⁽⁹⁾。

具體的計算方法是假設中國產品第t年在波蘭市場的市場份額（也稱市場績效）為S_t，則其可以分解為廣度邊際（也稱廣度績效，記為）和深度邊際（也稱深度績效，記為）的乘積，即。

其中，，M_t為波蘭第t年進口中國的產品總額（?表示世界），i為產品類別，K_t為波蘭第t年進口中國的產品的種類集合（?表示世界）。

為方便理解這一方法的核心思想，我們可以用以下集合示意圖（如圖1.2所示）來表示中國產品第t年在波蘭市場的市場份額（S_t）、廣度績效（）和深度績效（）。

示意圖中大橢圓的面積表示波蘭進口世界的進口總額（記為S_W），小橢圓C的面積為進口中國的總額（記為S_C），陰影部分的面積為波蘭進口包含中國產品種類的所有商品進口總額（記為S_WC），顯然廣度效應即為S_WC/S_W，刻畫了中國產品種類在波蘭市場的覆蓋度大小，而深度效應即為S_C/S_WC，刻畫了中國產品在其所在產品種類的進口市場所占的份額。

根據公式（1-1）采用HS6位編碼計算得出的中國（波蘭）出口產品在波蘭（中國）進口市場的二元邊際如表1.4所示。

從表1.4中可以看出：（1）2012—2021年中國和波蘭產品均在對方進口市場取得了巨大的績效，波蘭產品在中國的市場份額從0.11%提高到了0.21%，幾乎增加了一倍；同時中國產品在波蘭市場的份額從9%提高到了14.8%，增加了60%；（2）中國產品在波蘭進口市場的廣度和深度均有所提高，特別在深度方面提升幅度較大，表明在廣度達到一定程度以后，市場份額的獲得主要靠加大市場深度來完成；（3）波蘭產品在中國進口市場的廣度總體表現為上升趨勢，但并不穩定，且上升緩慢，在中國市場份額的獲取也主要依靠加大市場深度來完成，表明波蘭產品在中國很難打開新的市場。

二、雙邊貿易互補性分析

雙邊貿易互補性描述了雙邊供需（出口和進口）的匹配程度，A國出口世界的結構同B國進口世界的結構越匹配，則稱A國對B國的貿易互補性越高。一般而言，A國對B國的互補性越高，越有利于A國對B國的出口，貿易互補性變強，更有利于A國對B國的出口增長。

目前國際貿易文獻中，雙邊貿易互補性有多種計算方法，本書采用出口結構與進口結構的相似性來表示，具體公式如下：

其中，表示中國對全球出口產品中第i類產品的出口比重，表示某中東歐國家進口世界產品中第i類產品的比重，Min為取極小值。

公式（1-2）的幾何意思比較直觀，描述了中國出口世界的結構分布和同期某中東歐國家進口世界結構分布的重合程度（也有文獻稱為相似性），反映了中國出口結構（供給結構）和某中東歐國家進口結構（需求結構）的匹配程度⁽¹⁰⁾。

同理，

根據公式（1-2）和公式（1-3），采用海關國際通用編碼（HS）兩位碼計算而得的中國對波蘭貿易互補性，以及波蘭對中國貿易互補性如表1.5所示。

從表1.5中可以看出：（1）2012—2021年中國對波蘭的貿易互補性穩步上升，2021年達到0.682，較2012年上升18.2%，表明中國的產品供給能夠較好地滿足波蘭的需求，這在一定程度上解釋了中國對波蘭出口年均12.8%的增長率；（2）同期，波蘭對中國的貿易互補性穩中有降，表明波蘭產品與中國市場需求的匹配程度略有下降，使得波蘭對中國出口年均增速（7.4%）遠低于中國對波蘭的出口；（3）中波兩國貿易互補性差距進一步擴大，結合前述二元邊際分析，波蘭因未能在中國成功開拓新市場，僅僅依靠現有市場深度的提升，并不利于未來雙邊貿易的平衡發展。

三、恒定市場份額分析（CMSA）

CMSA的核心思想是把一國出口產品在其貿易伙伴國進口市場中的市場績效（通常是市場份額或其變化）分解為結構效應與競爭力效應兩部分之和，結構效應反映了該國產品結構是否合理或者是否適應進口國市場需要的變化，競爭力效應衡量了該國產品在目標國細分市場的競爭力的變化情況，市場份額既可以通過優化結構獲得，也可以通過提高細分市場產品競爭力而獲得。這兩種分析方法分別從不同視角解釋了市場績效的獲取模式，雖然不同但又有一定的內在聯系。

1.恒定市場份額模型綜述

恒定市場份額模型（Constant Market Share Model，簡稱CMSA模型）最初是由Tyszynski（1951）提出的，后經Leamer等（1970）、Jempa（1986）、Milana（1988）、歐洲央行（ECB, 2005）、尚宇紅（2016）等學者的不斷擴展完善，目前已經成為國際貿易研究領域的重要模型。

CMSA模型經過70多年的演化，出現了多種分解形式，因研究對象不同各文獻采取了不同的具體公式，但其核心都是因假設了：如研究對象國出口產品（在目標地）的上一期細分市場份額不變（恒定市場份額的含義所在），那么，由此而得的市場份額增長率被稱為結構效應，而其余部分為競爭力效應（由于細分市場的競爭力變化而獲得），由此而稱之為恒定市場份額分析（CMSA）。

2.本書CMSA模型的修正與創新

本書的CMSA模型是在尚宇紅（2016）的基礎上進一步修正而得，修正的好處有兩個方面：（1）被分解的部分（總效應）就是市場份額的增加部分，而非市場份額增長率的代理變量，修正后的模型總效應含義更為明確；（2）新的分解進一步區分了競爭力效應究竟是來源于老產品的競爭優勢變化，還是來源于因打入新的產品市場而獲得的市場份額增加。在本書中，這兩部分分別被稱為：老品競爭效應和新品競爭效應。可以進一步地把競爭力效應分解為兩部分的原因是本書的細分市場是基于海關6位編碼的產品市場計算而得的，而以前的大部分CMSA文獻的計算中對于產品的分類方法多基于比較寬泛的行業分類⁽¹¹⁾，這些文獻的計算如果是基于比較細的行業分類（例如基于海關6位編碼的產品層面分類），其模型一般都會出現不可計算問題，關于這一點下文還會具體舉例說明。

本書的CMSA具體的基本分解如公式（1-4）所示：

以下以中國產品在波蘭市場的績效分析為例來予以說明。

其中，s表示中國產品在波蘭進口市場的份額，Δs_t=s_t-s₀，t（0）表示當期（初期），表示當期（初期）中國產品的市場份額，?表示世界，M（M^?）表示波蘭進口中國（世界）總額。

，表示在第t期中國第i類產品的市場份額。

，表示第t期波蘭進口世界產品中第i類產品所占的比重。

Ω表示波蘭進口中國產品種類集合，需要說明的是，這里假定了初期和當期進口中國產品的種類集合（Ω₀和Ω_t）是一致的。事實上，在分類比較粗略（僅僅分為幾個類別）的情況下，二者總是一致的，這也是絕大多數文獻的做法；二者不一致的情況將在下文進一步討論。

公式（1-4）的推導見附錄1。根據公式（1-4）表達的含義可知：

總效應等于中國產品在波蘭進口市場份額當期較上期的變化，正值表示增加，表示當期（第t期）中國產品總體在波蘭市場較初期（第0期）的市場份額得到了提升。

結構效應為正，表示在波蘭進口產品細分市場中，中國產品多數分布在增長快（）的細分市場中，由此即使是在細分市場的競爭力（細分市場的份額）不變，總的市場份額也會（因結構合理而）提高，因而可以認為：中國產品在波蘭市場具有結構優勢。

競爭力效應為正，表示在波蘭進口產品的細分市場中，中國多數產品的競爭力得到了提高（s_ti-s_0i>0），由此而提高了總的市場份額。

當波蘭在當期進口中國產品的種類集合（Ω_t）和初期種類集合（Ω₀）不一致的時候⁽¹²⁾，只需把公式（1-4）中的產品種類集合Ω定義為：Ω=Ω₀∪Ω_t即可。

這時可能會出現個別種類（k）的市場份額s_tk（或s_0k）沒有意義，因而需要定義沒有意義的s_tk（或s_0k）=0，定義僅僅是保障公式（1-4）中所有i∈（Ω₀∪Ω_t）的s_ti或s_0i都是有意義的，不影響公式（1-4）的正確性。

s_ti或s_0i沒有意義的情況分兩種：第一種情況是某個產品類別（不妨設為第k類）在初期的進口世界額，但是到當期退出了市場（），此時s_tk（=0/0）就失去了意義；第二種情況是當期的某個產品類別（不妨設為第k類）在初期沒有進口（），這時s_0k（=0/0）就失去了意義。

此時，基本公式（1-4）就變成了：

公式（1-5）的推導見附錄2。

進一步，可從公式（1-5）中的競爭力效應，把當期中國因進入新產品而產生的市場份額（稱之為新品競爭力效應）獨立出來，那么剩下的部分可稱之為：老品競爭力效應。

這時，具體分解如下：

把新品種效應從競爭力效應中獨立出來，主要是為了進一步區分競爭力效應究竟是來源于老產品的競爭優勢變化，還是來源于因打入新的產品市場而獲得的市場份額增加。新產品效應總是正的，因為開拓新市場帶來的總是市場份額的增加。

公式（1-6）的推導見附錄3⁽¹³⁾。

3.CMSA模型的數據說明

為了充分體現結構是否合理以及對新產品進入市場帶來的影響，本書采用最細的產品級別，即HS6位編碼分類法，所有數據均來自聯合國貿易統計數據庫2012版的HS分類。

在分期上，和多數文獻一樣采用一年的做法，即當期和初期差一個年份。這么做主要是基于CMSA模型的前提假設[如果本期研究對象國產品在貿易伙伴國的細分市場份額和上期一致，那么由此而獲得的市場份額（或其變化）被稱為結構效應]在一年范圍內是可以接受的，而當期和初期如果時間跨度較大，則這個假設就失去了現實意義，從而其分析結果也失去了參考價值。

當然本書還是無法避免CMSA模型自身的兩個缺陷：第一個缺陷是CMSA的分類方法不同，得出的結構會略有差異，一般在同類型分類的情況下，市場分得越粗略，競爭力效應對總效應的影響就越大而對結構效應的影響則越小，例如在不對市場做細分的極端情況下，總效應就等于競爭力效應，而結構效應總是零。第二個缺陷是CMSA中用進口額數據計算而得的市場份額會受到價格因素的影響而扭曲其豐富的含義，當然這是任何計算一攬子商品總量而采用價值加總方法都固有的缺陷。

4.CMSA模型分析結果

根據公式（1-6）以及我們的分類和分期方法計算而得的中國產品2013—2021年在波蘭進口市場的CMSA逐年分解結果如表1.6所示，增長率為各效應與初期的市場份額的比值，與絕對量變化相比，增長率視角更能突出反映各效應的相對變化。

從表1.6中可以看出：（1）從總的效應看，2013—2021年中國產品在波蘭的市場份額除2017年和2018年之外都在增加，特別是2020年市場份額擴張超過2%，較上年同期增長接近20%，表明中國產品在波蘭市場的總體競爭力在不斷提升。（2）從三種效應對綜合競爭力的貢獻看，來自結構效應的貢獻最大，且在絕大多數年份結構效應都是正數，這表明在此期間中國出口波蘭的產品多數年份非常適應波蘭進口市場的增長，大部分產品都集中在波蘭進口增長較快的細分市場上。（3）新品競爭力對總體市場份額的增長貢獻平均達到了每年增加0.1%的水平，表明中國每年都有新產品進入波蘭市場，特別是2020年對市場份額的增長貢獻達到接近40%，估計是受新冠肺炎疫情的影響，中國又有較多新產品打開了波蘭市場。結合二元邊際的分析，可以看出新品競爭力的貢獻和二元邊際中廣度的變化基本一致，不同的是廣度同時考慮了新產品的進入和老產品的退出。（4）老品競爭力多數年份也是正數，表明多數年份中國大多數產品在原有細分市場的競爭力都在一定程度上得到了提高，結合結構效應就解釋了二元邊際分析中市場深度不斷增長的原因——中國產品不但適應波蘭進口產品增長的結構，而且在多數細分市場的競爭力也在不斷提高。

同理根據公式（1-3）以及我們的分類和分期方法計算而得的波蘭產品2013—2021年在中國進口市場的CMSA逐年分解結果如表1.7所示。

從表1.7中可以看出：（1）從總的效應看，2013—2021年多數時間波蘭產品在中國進口市場的總市場份額得到了增加，雖然增加的絕對幅度并不大，但相對增長率確實比較高，經過9年的增長市場份額幾乎增加了一倍，這一點從二元邊際分析中也可以看出來；（2）總市場份額增加的主要貢獻來自老產品競爭力的不斷提升和新產品的不斷進入，這一點同中國產品在波蘭市場的表現是不一樣的，說明兩者進入對方市場的模式或市場渠道不一樣，中國產品在波蘭市場的增加既憑借合理的產品結構，也依靠細分市場競爭力的不斷提升；（3）波蘭產品在中國市場的結構效應在此期間多數年份是負數，表明波蘭產品在中國市場的結構不夠合理，產品結構的變化跟不上中國進口需求結構的變化，多數產品分布在中國進口增長比較緩慢的細分市場，因此波蘭應該在不斷嘗試將新產品打入中國市場的同時，更加注重及時調整自己的出口產品結構，以適應中國進口需求的變化，這或許比較困難，因為出口結構的調整一方面受到已有市場渠道的限制，另一方面也受到國內產業結構的限制。