黃少安 王冠東

摘要：晚清時期，中國在殖民主義者的逼迫下不得不實行殖民關(guān)稅制度，海關(guān)也失去了對本國經(jīng)濟的保護和支持作用，從而被動地融入了當時的貿(mào)易全球化。但是，由于是被動貿(mào)易即強買強賣，進口遠大于出口形成長期的巨大貿(mào)易逆差，而且缺乏其它自主制度的配套，中國很難從開放中學到自己所需要的技術(shù)和獲得國際間資源優(yōu)化配置的紅利，因此，國際貿(mào)易的高速增長并不能促進中國經(jīng)濟增長和發(fā)展?；?870—1913年16個對華貿(mào)易國家或地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實證分析表明，近代長期的貿(mào)易逆差拖累了近代中國GDP總量擴張，巨大的貿(mào)易逆差意味著國內(nèi)支出超過收入，不得不向外國借貸用以購買外國商品，造成近代中國沉重的債務(wù)負擔，這進一步降低了未來的投資與消費，導致經(jīng)濟增長的不可持續(xù)?？梢?，弱國在沒有自主關(guān)稅制度的條件下，其自由貿(mào)易和貿(mào)易增長基本上不可能帶來經(jīng)濟增長，只可能是外國產(chǎn)品無障礙地傾銷和本國資源被掠奪，國門是否開放、何時開放、如何開放都必須牢牢掌握在自己手里。

關(guān)鍵詞：對外開放;經(jīng)濟增長;殖民關(guān)稅制度;被動國際貿(mào)易;貿(mào)易逆差

中圖分類號：F752 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-854X（2022）01-0051-07

一、引言與相關(guān)文獻綜述

鴉片戰(zhàn)爭后清朝對外貿(mào)易呈加速增長態(tài)勢。以晚清對英國進口為例，名義進口數(shù)量在1840年為1，626，594海關(guān)兩①，10年后增長1.9倍達到4，722，435海關(guān)兩。相比于1850年的貿(mào)易量，1913年名義進口數(shù)量提高19.5倍，為96，910，944海關(guān)兩。剔除通貨膨脹因素后，對外全部國家進出口數(shù)量在1870年、1913年分別為19，281，361美元、54，718，371美元，期間增長率為183%。然而，真實GDP自1870年到1913年的增長率僅為27%，逐漸接近1850年的GDP水平②。在中外經(jīng)濟發(fā)展水平“大分流”的背景下，是什么因素驅(qū)動晚清對外貿(mào)易快速增長？這種貿(mào)易高速增長對中國經(jīng)濟增長和發(fā)展起到了什么作用？晚清的經(jīng)濟、技術(shù)、軍事已經(jīng)落后于西方，鴉片戰(zhàn)爭把這種落后打得全面“水落石出”，可是對外貿(mào)易為什么會高速增長？我們猜想：應(yīng)該與殖民關(guān)稅制度高度相關(guān)，內(nèi)在的機制是戰(zhàn)爭失敗后簽署了一系列喪權(quán)辱國的條約，尤其是失去海關(guān)主權(quán)即中國的關(guān)稅制度已經(jīng)被動地成為殖民關(guān)稅制度，中國被動地納入全球化和自由貿(mào)易體系，進而促進了國際貿(mào)易增長。

先進的工業(yè)國要打開中國市場，傾銷其產(chǎn)品和掠奪中國資源，必須打破關(guān)稅壁壘，既要降低國際貿(mào)易的交易成本，又要降低關(guān)稅稅率。晚清政府實行閉關(guān)鎖國制度、關(guān)稅主權(quán)失去以后，不得不實行殖民關(guān)稅制度。對于當時的晚清而言，西方強國主要實行兩個重大舉措：一是在條約規(guī)定的港口中引入蒸汽船、郵政以及關(guān)鍵的新海關(guān)系統(tǒng)等降低交易成本③;二是按不平等條約實行值百抽五稅率以及實際執(zhí)行更低關(guān)稅等貿(mào)易政策④。西方通過降低交易成本和貿(mào)易政策這兩種措施來擴大宗主國與殖民地的貿(mào)易聯(lián)系⑤。本文基于拓展引力模型，采用1870—1913年晚清對全球16個國家或地區(qū)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，定量測度晚清時期殖民關(guān)稅制度對貿(mào)易的作用并討論其對經(jīng)濟增長的影響。

19世紀末到一戰(zhàn)前期的國際貿(mào)易增長的原因受到學界廣泛關(guān)注。有學者認為1870—1913年間全球貿(mào)易增長的原因主要集中在經(jīng)濟增長、貿(mào)易成本、貨幣摩擦、貿(mào)易政策和政治影響等方面⑥。有的認為在該時段關(guān)稅對于全球貿(mào)易增長的作用微乎其微，主要驅(qū)動力為貨幣支付摩擦和貿(mào)易成本降低。Lopez-Cordova & Meissner（2003）發(fā)現(xiàn)兩國都使用金本位制度能夠增加60%的貿(mào)易，匯率波動率降低也有同樣的作用。政治影響表現(xiàn)在兩國存在殖民地與宗主國關(guān)系能夠擴大一倍的貿(mào)易額⑦。在單獨國家對外貿(mào)易的研究中，Jacks & Pendakur（2010）發(fā)現(xiàn)海洋運輸成本下降并非英國與各國在1870—1913年貿(mào)易增長的原因⑧;Mitchener & Voth（2011）以日本出口為例，實證研究了近代亞洲國家的銀本位貨幣制度對貿(mào)易的影響⑨。

晚清時期貿(mào)易增長的原因及影響研究同樣受到學者們重視。歷史學家定性研究了關(guān)稅或者新海關(guān)、洋稅務(wù)司制度對貿(mào)易的影響⑩。在定量方面，Keller， Li & Shiue（2013）使用引力模型研究了晚清上海地區(qū)對外貿(mào)易中的經(jīng)濟增長與貿(mào)易成本的作用。Keller，Santiago & Shiue（2017）研究了晚清時期西方政治影響力，如新海關(guān)、郵政等在降低貿(mào)易成本方面對國內(nèi)貿(mào)易的影響。本文則定量探究殖民關(guān)稅制度對于晚清整體對外貿(mào)易的作用，并討論其對經(jīng)濟增長的影響。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

本文結(jié)合廣泛使用的引力模型實證殖民關(guān)稅制度對晚清進出口貿(mào)易量的影響。

（一）理論模型

根據(jù)式（7），我們假設(shè)關(guān)稅和貿(mào)易成本的降低將增加貿(mào)易量。

（二）計量模型

其中，下標i和j是代表國家的符號，t代表觀察期的年份，β'=[β0…，β10]是關(guān)注變量系數(shù)向量，εij，t為誤差項， γ、η分別代表時間固定效應(yīng)和國家固定效應(yīng)。借鑒引力模型在歷史數(shù)據(jù)中的運用方法，設(shè)定被解釋變量ln（Tradeij，t）代表中國與國家j在t年的進出口貿(mào)易量之和。Yi，t、Yj，t代表中國與各貿(mào)易對象在t期的實際GDP，其他變量見表2。

借鑒Jack和Pendakur的研究方法在模型中加入10年固定效應(yīng)以控制國家間的收入差異、世界GDP等長期時變因素的影響，非時變多邊阻力因素和價格效應(yīng)則由國家固定效應(yīng)捕捉貿(mào)易伙伴的平均貿(mào)易阻礙。國家層面固定效應(yīng)同樣吸收其他非時變因子，自然變量諸如是否相鄰、內(nèi)陸或者島嶼國家;社會變量譬如共用語言、是否殖民地、文化差異等。王孝松、翟光宇和林發(fā)勤（2015）同樣將兩種固定效應(yīng)合并構(gòu)成多邊貿(mào)易阻力的近似值從而彌補了遺漏變量問題。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

參照Jacks & Pendakur的方法，本文選擇貿(mào)易數(shù)據(jù)的時間段是1870—1913年晚清對16個貿(mào)易對象的貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，使用的數(shù)據(jù)為期間5年整數(shù)節(jié)點的數(shù)據(jù)。譬如1870年、1875年、1880年等，最后增加1913年的數(shù)據(jù)共10個年份的數(shù)據(jù)。選擇1870—1913時間段，參考Estevadeordal & Taylor分析世界貿(mào)易變遷過程中將1870—1913作為一個單獨的時間，以區(qū)分1870年以前自由貿(mào)易廣為流傳的時代和1913年后兩次世界大戰(zhàn)貿(mào)易保護的時代。

1. 貿(mào)易變量。晚清貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于《中國舊海關(guān)史料1859—1948》的年度報告，由作者手動逐年收集（以下簡稱CMC）。年度海關(guān)報告記載的與華貿(mào)易往來國家、地區(qū)合計24個，選擇其中16個代表性國家、地區(qū)，如英國、印度、澳大利亞和新西蘭、加拿大、美國、菲律賓、歐洲大陸、拉丁美洲、朝鮮、日本、泰國（暹羅）、印度尼西亞（爪哇島）、蘇伊士地區(qū)、墨西哥、中國香港地區(qū)、新加坡。少數(shù)地區(qū)未進入數(shù)據(jù)庫是因為貿(mào)易活動極少或者與GDP數(shù)據(jù)難以匹配。為顯示所選樣本的代表性，表1報告了樣本占全部貿(mào)易量的比例，最低年份（1890）比例為92.6%。

2. 關(guān)稅變量。關(guān)稅稅率數(shù)據(jù)來源于CMC年度報告，由作者手動整理當期的關(guān)稅收入并匹配同期貿(mào)易量計算得出。海關(guān)報告詳細區(qū)分了進口稅、出口稅、復進口稅、船鈔、附賑捐等，可以用不同的方式來計算平均關(guān)稅稅率。本文采取Jacks 和Pendakur的方案，關(guān)稅稅率等于ln（總體關(guān)稅收入/進口量）。考慮到缺失貿(mào)易伙伴具體關(guān)稅阻礙的數(shù)據(jù)，例如中國出口美國商品所征收的稅，對此援引D. S. Jacks等的解釋：上述關(guān)稅稅率與貿(mào)易成本和貿(mào)易流量相適應(yīng)，能夠體現(xiàn)關(guān)稅對于貿(mào)易的影響。關(guān)稅稅率的其他計算結(jié)果見表1。

3. 引力模型變量。近代各國的GDP數(shù)據(jù)來自Maddison Project Database 2010，由作者手動整理得出。由于GDP數(shù)據(jù)是以當代國家作為統(tǒng)計單位，1870—1913年間海關(guān)報告中所統(tǒng)計的貿(mào)易對象存在以大洲為貿(mào)易對象的統(tǒng)計單位，為獲得與其相匹配的GDP數(shù)據(jù)，本文加總該大洲全部國家的GDP作為該貿(mào)易對象的GDP數(shù)據(jù)。另外，晚清貿(mào)易對象所統(tǒng)計的國家經(jīng)過百年變遷可能與當代的國家區(qū)域存在變動的情況，除特別國家有明顯的差異外，參考已有的歷史研究，本文沒有作進一步的區(qū)分。

以1990年的國際元標價的GDP與海關(guān)兩標價的貿(mào)易量難以匹配，本文借鑒W. Keller等的轉(zhuǎn)化方法，首先按照CMC中所給出的美元匯率將近代中國對外貿(mào)易量轉(zhuǎn)換為美元價值，再利用NBER宏觀歷史數(shù)據(jù)庫中的通脹率，折算貿(mào)易量美元值為1990年值，從而使得兩者匹配。

距離（Distance）作為貿(mào)易成本的代理變量，本文選擇上海作為起點是考慮其在當時的重要地位，上海海關(guān)約占一半左右的貿(mào)易量。上海距離各貿(mào)易伙伴首都的大圓距離來自網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫處理。貿(mào)易對象中有的是以整體區(qū)域為單位，如歐洲大陸和拉丁美洲等區(qū)域，本文使用該區(qū)域最大經(jīng)濟體國家的首都作為代表，分別是德國首都柏林、巴西首都巴西利亞，其他區(qū)域依此類推，具體國家則以當代首都為代表城市。

金本位（Gold）為是否實行的虛擬變量，使用金本位為1，之前是0。是否實行金本位通過影響匯率和交易成本對貿(mào)易產(chǎn)生影響。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟歷史協(xié)會網(wǎng)站金本位介紹。金本位變動中的區(qū)域貿(mào)易對象，本文采用與距離類似的處理措施，以主要國家為代表。

轉(zhuǎn)口貿(mào)易（Entrepot）的虛擬變量借鑒W. Keller等研究方法，包含兩個地區(qū)——新加坡與中國香港。加入該變量是因為轉(zhuǎn)口貿(mào)易國家雖然經(jīng)濟體量小，但由于其特殊的貿(mào)易方式會產(chǎn)生巨額貿(mào)易量，所以專門設(shè)置轉(zhuǎn)口貿(mào)易國家虛擬變量來控制其極端值的影響。各大洲虛擬變量均屬于某洲時設(shè)定為1，否則為0。

三、計量結(jié)果分析及穩(wěn)健性檢驗

本文使用泊松偽極大似然估計法（PPML）作為引力模型估計系數(shù)方法。引力模型估計方法選擇有較多考量，選擇OLS估計對數(shù)線性化模型造成有偏的系數(shù)值，會夸大距離與GDP的作用。歷史中的數(shù)據(jù)存在較多零貿(mào)易量，如果只使用非零值數(shù)據(jù)亦不得無偏估計系數(shù)，因為零貿(mào)易量同樣反映貿(mào)易均衡結(jié)果的信息。雖然Tobit模型可有效處理零值信息，但模型假定被解釋變量為難以觀察的潛在變量，這點與現(xiàn)實不符合。表3中的模型分別采用OLS混合回歸和PPML回歸方法，其中PPML系數(shù)均小于OLS結(jié)果與理論分析一致，結(jié)合異方差問題、零貿(mào)易值較多的數(shù)據(jù)特點，本文借鑒丁劍平等使用PPML回歸方法。

（一）基準回歸

表3報告了基準回歸的結(jié)果。其中，前三列使用OLS方法，報告逐步增加控制變量的結(jié)果。關(guān)稅與貿(mào)易的關(guān)系是負相關(guān)，當加入國家與時間固定效應(yīng)后系數(shù)在1%的水平顯著。根據(jù)表3中使用PPML估計的模型（4），關(guān)稅降低10%雙邊貿(mào)易則增加8.6%，即能夠增長57%（e-0.86-1）的貿(mào)易量。這表明關(guān)稅降低可以激發(fā)更多貿(mào)易，符合引力模型中的理論預(yù)期。Estevadeordal、Frantz和Taylor（2002）關(guān)稅的估計系數(shù)為-0.84，更小的系數(shù)來自Jacks和Pendakur（2008）是-0.22。顯然關(guān)稅降低對于近代中國貿(mào)易增長有著更大作用。

引力模型中經(jīng)典變量符號均與理論假設(shè)一致，GDP與貿(mào)易正相關(guān)，貿(mào)易成本的代理變量距離與貿(mào)易負相關(guān)。GDP變量在模型（4）中并不顯著，并且系數(shù)值明顯小于其他變量。該系數(shù)不顯著可能是由于GDP數(shù)據(jù)數(shù)量較少導致信息不在，本文后續(xù)通過補齊數(shù)據(jù)、尋找替代變量方法彌補，依然是不顯著。該系數(shù)的經(jīng)濟含義是GDP對于貿(mào)易的彈性值，鑒于貿(mào)易與GDP互為因果關(guān)系，不顯著亦顯示出近代中國半殖民地半封建社會的特殊性。

其他變量與理論假設(shè)一致：距離變量符號為負且顯著，體現(xiàn)貿(mào)易成本的作用，具體體現(xiàn)在蘇伊士運河航運的開通、洲際海底電纜的鏈接等;金本位制度增加了貿(mào)易量，與其他學者的結(jié)論相同，其邏輯是相同貨幣制度降低了貿(mào)易成本，縱然與晚清幣值相異可能是由于更多的工業(yè)化國家率先施行該制度從而影響其發(fā)展方向;代表中國香港與新加坡的轉(zhuǎn)口貿(mào)易國家變量同樣顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗

國家之間的距離作為貿(mào)易成本的代理變量會省略其時變的因素，本文參照L. Isserlis總結(jié)的1870—1913年全球海運貿(mào)易成本變動指數(shù)與距離相乘，回歸結(jié)果見表4中的模型（1），其中距離與關(guān)稅的系數(shù)均比基準回歸結(jié)果更大，即海洋運輸成本下降能增加11%（e-0.11-1）的貿(mào)易量。另外，基準回歸模型可能存在互為因果的問題，借鑒史沛然（2019）的方法，將GDP滯后一期代替原GDP變量回歸，回歸結(jié)果見表4中的模型（2），其系數(shù)與基準回歸系數(shù)相近，其中擬合優(yōu)度提升至92%。模型（3）、（4）的被解釋變量分別為中國進口與出口量根據(jù)基準模型的回歸，兩種方向系數(shù)存在差異，與羅來軍等的研究結(jié)論一致，其中關(guān)稅系數(shù)依然顯著。

為避免遺漏變量、極端值問題，本文使用面板數(shù)據(jù)回歸，分別選擇固定效應(yīng)回歸、分位數(shù)（中位數(shù)）回歸。另外，由于GDP數(shù)量較少可能影響結(jié)果，本文參照W. Keller等以年度平均增長率填補缺失數(shù)據(jù)，加入諸多固定效應(yīng)后其回歸結(jié)果穩(wěn)健，借鑒Mitchener等使用人口數(shù)量作為GDP的替代變量，然而GDP系數(shù)依然不顯著。其回歸結(jié)果與表3中OLS回歸系數(shù)相對一致，報告省略。

由于基準回歸使用的是近代10個年份的面板數(shù)據(jù)，樣本較少，所以本文使用1870—1913年年度數(shù)據(jù)以擴大樣本體現(xiàn)系數(shù)的穩(wěn)健性，同時使用可行性廣義最小二乘法（FGLS）和廣義最小二乘法（GLS）來控制自相關(guān)和異方差問題，分別報告于表5中的模型（1）、（2）。從結(jié)果看，與OLS方法結(jié)果相似，關(guān)稅系數(shù)始終顯著。關(guān)稅稅率存在多種計算方法，在表5模型（3）中使用進口關(guān)稅稅率考察其穩(wěn)健性，使用PPML方法與原有關(guān)稅稅率作對比，其結(jié)果依然穩(wěn)健。匯率同樣影響商品進出口價格，但難以匹配中國對各國所使用的匯率，本文以海關(guān)兩兌美元數(shù)據(jù)代替，回歸結(jié)果在表5中的模型（4），加入?yún)R率變量后關(guān)稅系數(shù)依然顯著。

（三）貿(mào)易潛力與過度貿(mào)易

近代是否存在過度貿(mào)易，來自哪些國家或地區(qū)？根據(jù)引力模型所計算的貿(mào)易潛力指數(shù)推斷，晚清存在“過度貿(mào)易”的情形，并且主要來源于英國及其殖民地。本文依據(jù)盛斌和廖明中利用引力模型計算雙邊貿(mào)易潛力指數(shù)，即貿(mào)易額實際值與模擬值相除而得。當貿(mào)易潛力指數(shù)大于1時稱為“過度貿(mào)易”;小于1時稱為“貿(mào)易不足”。

貿(mào)易潛力值在表6中呈現(xiàn)，為全部年份貿(mào)易潛力指數(shù)的平均數(shù)值。貿(mào)易潛力值以往多以某一特定年份來計算，鑒于本文數(shù)據(jù)跨期較長，單一年份不具有代表性，所以選擇全部年份的平均數(shù)來反映近半個世紀的全貌。本文所計算的貿(mào)易潛力指數(shù)為基準回歸模型的計算結(jié)果。需要說明的是，1900年后關(guān)稅稅率有明顯的下降，本文對比全部和關(guān)稅稅率驟降的年份的貿(mào)易潛力指數(shù)，發(fā)現(xiàn)二者并無較大差異，所以僅報告全部年份數(shù)值。

根據(jù)貿(mào)易潛力指數(shù)判斷“過度貿(mào)易”的國家或地區(qū)有大洋洲、英國、中國香港、印度、墨西哥、新加坡和泰國七個國家或地區(qū)，計算16個國家或地區(qū)的貿(mào)易量占比，為全部年份貿(mào)易量的45.6%。從計算結(jié)果來看，令人驚奇的是，英國及其殖民地占據(jù)絕大多數(shù)。數(shù)據(jù)截止于1913年，美國及西歐諸強相對于日不落帝國仍處于挑戰(zhàn)地位。為方便對“過度貿(mào)易”的理解，本文將貿(mào)易赤字與過度貿(mào)易國家或地區(qū)作比較，發(fā)現(xiàn)兩者高度重合，這進一步說明其合理性。其中，貿(mào)易赤字是平均進口大于平均出口數(shù)量的國家，量化結(jié)果同樣與歷史研究中的結(jié)論相似。

（四）反事實估計

上述結(jié)果如何幫助我們理解關(guān)稅在晚清時期貿(mào)易中的作用？可以構(gòu)造關(guān)稅稅率的反事實結(jié)果來解釋關(guān)稅對進出口商品貿(mào)易流量的影響。兩種模擬情形分別是關(guān)稅稅率在1870—1913年期間保持在30%和0，其中30%稅率的選擇依據(jù)是自國民政府重新獲得關(guān)稅自主權(quán)后的近10年，關(guān)稅稅率上升至30%。以此模擬，如果晚清具有自主權(quán)所制定的長期關(guān)稅稅率，零稅率則對比高稅率的結(jié)果。借鑒A. Estevadeordal等的反事實構(gòu)造方法，依據(jù)引力模型構(gòu)造的反事實結(jié)果與真實結(jié)果相減，來說明解釋變量對被解釋變量的影響，見公式（9）。

Δln（Tradeij，t）=βtariff （Tariffcounterfactual-Tariffreal）（9）

反事實估計所使用的數(shù)據(jù)為1870—1913每一年的時間序列，其來源為CMC并經(jīng)過作者手工整理。根據(jù)表4模型（1），考慮附加貿(mào)易成本的距離、關(guān)稅和金本位制度對貿(mào)易的影響，其系數(shù)設(shè)定為：距離-0.113、關(guān)稅-1.515、金本位0.0453，距離變量除大圓距離外，包含引自Isserlis（1938）的海洋運輸成本指數(shù)。GDP的設(shè)置參照A. Estevadeordal的方法把系數(shù)設(shè)為0，符合本文模型中不顯著的事實。

模擬晚清1870—1913年關(guān)稅稅率均為30%和0兩種情形的反事實結(jié)果報告于圖1。報告結(jié)果為反事實模擬數(shù)據(jù)相對于真實貿(mào)易數(shù)據(jù)變動的比例。當晚清關(guān)稅稅率為30%時，貿(mào)易量會明顯減少，比1870年真實貿(mào)易量相比減少約20%。在1912年30%的關(guān)稅稅率比真實貿(mào)易量降低約30%。如果關(guān)稅為0，晚清貿(mào)易量則有明顯增加。模擬兩種關(guān)稅稅率的情形顯示出關(guān)稅稅率對于晚清貿(mào)易的巨大影響，反映了晚清殖民關(guān)稅制度對于貿(mào)易的加速作用。

四、簡要結(jié)論與啟示

首先，近代長期的貿(mào)易逆差拖累了近代中國GDP總量擴張，貿(mào)易逆差也意味著國內(nèi)支出超過收入，不得不向外國借貸用以購買外國商品，造成近代中國沉重的債務(wù)負擔，造成經(jīng)濟發(fā)展不可持續(xù)，所以貿(mào)易逆差可能是晚清貿(mào)易快速增長但經(jīng)濟增長緩慢的主要原因。

其次，全球化促進生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，企業(yè)無論是從出口中學習，還是通過進口提高本國技術(shù)水平，對外貿(mào)易均存在促進經(jīng)濟增長的機制。當然，從理想狀態(tài)中得出的結(jié)論還需要其他必要條件的配合，如產(chǎn)權(quán)制度、監(jiān)管制度，宏觀穩(wěn)定制度、社會保險制度以及沖突管理制度等作為支撐。

第三，中國晚清時期，由于全面落后受制于殖民主義者的逼迫而不得不實行殖民關(guān)稅制度，中國海關(guān)也失去了對本國經(jīng)濟的保護和支持作用，從而被動地融入了當時的貿(mào)易全球化。雖然國際貿(mào)易快速增長，但由于是被動貿(mào)易即強買強賣，進口遠大于出口，形成長期巨大的逆差，而且沒有其它自主制度的配套，中國很難從開放中學到自己所需要的技術(shù)和獲得資源的國際間優(yōu)化配置紅利，因此，國際貿(mào)易的高速增長并不能促進中國經(jīng)濟發(fā)展。可見，弱國在沒有自主關(guān)稅制度的條件下，自由貿(mào)易和貿(mào)易增長基本上不可能帶來經(jīng)濟增長，只可能是外國產(chǎn)品無障礙傾銷和本國資源被掠奪。站在國家利益角度來看，海關(guān)是否開放、何時開放、哪方面開放、開放的力度和節(jié)奏如何，都必須牢牢掌握在自己手里。這是真理。

注釋：

① 參見姚賢鎬編：《中國近代對外貿(mào)易史料（1840—1895）》第1冊，科學出版社2016年版，第637—638頁。

② Maddison Project Database 2010.

③ W. Keller， J. A. Santiago， C. H. Shiue， China’s Domestic Trade During the Treaty-Port Era， Explorations in Economic History， 2017， 63， pp.26-43.

④ 陳爭平：《不平等條約下近代關(guān)稅制度的形成及對中國經(jīng)濟的影響》，《近代中國》第15輯，2005年。

⑤⑦ K. J. Mitchener， M. Weidenmier， Trade and Empire， The Economic Journal， 2008， 118（533）， pp.1805-1834.

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⑧ D. S. Jacks， K. Pendakur， Global Trade and the Maritime Transport Revolution， The Review of Economics and Statistics， 2010， 92（4）， pp.745-755.

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與其他貿(mào)易對象的匯率難以形成長時間序列數(shù)據(jù)，所以本文以海關(guān)兩兌美元匯率作為代表，其數(shù)據(jù)來源于CMC（2001）的年度報告，由作者手工整理得到。

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作者簡介：黃少安，教育部長江學者特聘教授，山東大學經(jīng)濟研究院院長、博士生導師，山東濟南，250100;王冠東，山東大學經(jīng)濟研究院博士研究生，山東濟南，250100。

（責任編輯 ?陳孝兵）