貿(mào)易便利化對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響：促進(jìn)還是抑制？

周琛影 董天琪

（東華大學(xué)管理學(xué)院，上海 200051）

一、引 言

中國經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，要實現(xiàn)高速增長向高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)變，提升出口質(zhì)量是一個重要途徑。雖然全球新冠疫情下，2020年中國經(jīng)濟(jì)逆勢增長，據(jù)IMF數(shù)據(jù)，增長率為2.3%，是全球主要經(jīng)濟(jì)體中唯一正增長的國家。但新冠疫情對全球化的打擊、中美關(guān)系依舊敏感的調(diào)整期，都預(yù)示著未來幾年我國出口環(huán)境處于錯綜復(fù)雜的不確定性中。出口環(huán)境對貿(mào)易流量的影響是直接而明顯的，而出口環(huán)境是否同樣也會對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響？如有，影響是正向還是負(fù)向？這種影響機(jī)制如何產(chǎn)生的？這些問題對于中國應(yīng)對本輪新冠疫情帶來的全球化危機(jī)，將挑戰(zhàn)轉(zhuǎn)變?yōu)闄C(jī)遇，倒逼出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，進(jìn)而引發(fā)國內(nèi)生產(chǎn)制造及服務(wù)質(zhì)量提升的連動效應(yīng)，有重大意義。本文選取貿(mào)易便利化水平視角，厘清其對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)制，并進(jìn)行相關(guān)指數(shù)測算和實證分析，以期為中國在嚴(yán)峻的外部環(huán)境下繼續(xù)提升出口產(chǎn)品質(zhì)量提供方向性建議。與本文相關(guān)的文獻(xiàn)有：

一是貿(mào)易便利化的研究。其基本路徑是：使用現(xiàn)成的或構(gòu)建指標(biāo)，用于各區(qū)域貿(mào)易流量的測算，在測算過程中使用不同的分析方法等。具體來說：

在指標(biāo)的測算上，Wilson et al.（2003）率先提出較為完善的貿(mào)易便利化測算指標(biāo)，即港口環(huán)境、海關(guān)環(huán)境、電子商務(wù)、制度環(huán)境等四個因素，用以測算亞太地區(qū)貿(mào)易便利化水平。之后，該指標(biāo)體系廣泛應(yīng)用于后來的實證研究中。也有學(xué)者直接借助現(xiàn)成指標(biāo)來做測算，如港口效率（Frenstra et al.，2013）、進(jìn)口所需要提交的文件數(shù)量（Iwanow & Kirkpatrick，2007）、物流績效指數(shù)（Jesus & Kumar，2010）等。

在研究對象上，國內(nèi)學(xué)者主要論證貿(mào)易便利化對不同區(qū)域貿(mào)易流量的影響。之后，議題逐漸擴(kuò)展至貿(mào)易便利化對生產(chǎn)規(guī)模甚至是環(huán)境的正向影響（Walkenhorst, 2004），對外商直接投資和東道國政府收入等的影響（Engman, 2009），對出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的影響（殷寶慶等，2016）等等。

二是出口產(chǎn)品質(zhì)量研究。目前文獻(xiàn)集中于測試與影響因素的探究。在出口產(chǎn)品質(zhì)量的測度上，主要有單位出口價值法（Manova & Zhang，2012；楊汝岱和李艷，2013）、事后反推法（Khandelwal，2010；施炳展，2015）和供給需求信息法（Feenstra et al.，2013）等三種方法。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的研究可歸結(jié)為三類，一是需求因素，如出口目的國的收入水平（Bekkers et al.，2012；杜威劍和李夢潔，2015；朱小明和宋華盛，2019）；兩國之間的地理距離（楊連星和孫新朋，2017）等。二是供給因素，如出口國收入水平（田曦和朱春昊，2016；張明志和鐵瑛，2016；李景睿，2017）；研發(fā)水平、人力資本水平、產(chǎn)業(yè)聚集和FDI的流入（李坤望和王有鑫，2013；孫楚仁等，2014；李懷建和沈坤榮，2015；許家云和毛其淋，2017；敖潔等，2019）等。三是貿(mào)易環(huán)境，如關(guān)稅、政府補(bǔ)貼和部分政策性管制措施（余淼杰等，2016；盛丹和張慧玲，2017；唐丹丹和阮偉華，2019）；人民幣匯率和融資約束（張杰，2015；吳潔，2017；曾利飛和吳雅麗，2018）；貿(mào)易自由化（施炳展和張雅睿，2016；張沁等，2018；石小霞，2019）等。

三是專門研究貿(mào)易便利化對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響。此類文獻(xiàn)很少，楊逢珉和程凱（2019）認(rèn)為貿(mào)易便利化對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響整體表現(xiàn)為抑制作用，這種抑制作用隨著進(jìn)口國收入水平的降低而減弱，最終呈現(xiàn)為促進(jìn)作用。羅勇等（2020）以我國制造業(yè)為例，也得到類似結(jié)論。本文的邊際貢獻(xiàn)是，繼續(xù)挖掘二者聯(lián)系，并試圖進(jìn)一步揭示其非線性特征，并關(guān)注如下問題：目前貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量是否存在門檻效應(yīng)？若存在，門檻變量是什么？在不同的門檻區(qū)間值內(nèi)，貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是否存在異質(zhì)性特征？基于此，本文利用我國40個出口目的國140個主要出口目的國為美國、日本、韓國、越南、德國、印度、荷蘭、英國、新加坡、俄羅斯、馬來西亞、澳大利亞、泰國、墨西哥、印度尼西亞、菲律賓、加拿大、意大利、巴西、阿聯(lián)酋、法國、西班牙、沙特阿拉伯、巴基斯坦、土耳其、波蘭、比利時、南非、智利、尼日利亞、哈薩克斯坦、阿根廷、哥倫比亞、瑞典、秘魯、丹麥、匈牙利、瑞士、芬蘭、塞爾維亞。以上國家2018年出口額的總和占我國該年出口總額的74%。2008—2018年的跨國面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板門檻模型，分析各出口目的國人均收入對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的門檻效應(yīng)。

二、作用機(jī)理與理論假設(shè)

（一）作用機(jī)理分析

理論上說，貿(mào)易便利化會通過成本和市場規(guī)模的變動這兩個途徑影響出口廠商的生產(chǎn)決策，最終形成促進(jìn)或抑制兩種不同的作用，對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響。具體的作用機(jī)理如圖1所示：

圖1 貿(mào)易便利化影響我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)理

1. 成本途徑

貿(mào)易便利化程度提升參直接降低貿(mào)易成本。包括口岸設(shè)施完善、海關(guān)工作效率提升等降低運輸成本；規(guī)制環(huán)境優(yōu)化、電子商務(wù)普及則減少出口固定成本與信息成本。對此，出口廠商有兩種后續(xù)策略選擇。一是“質(zhì)量競爭策略”，即貿(mào)易成本下降提升出口廠商的經(jīng)濟(jì)利潤，有助于廠商加大研發(fā)和人力資本投入，改善生產(chǎn)工藝，通過生產(chǎn)并出口差異化產(chǎn)品來滿足中高收入市場對產(chǎn)品質(zhì)量的需求，擴(kuò)大市場占有率，提高經(jīng)濟(jì)利潤，形成良性循環(huán)。加上貿(mào)易壁壘的削弱為出口廠商進(jìn)口高質(zhì)量的中間品提供了便利，節(jié)約了生產(chǎn)成本，在此基礎(chǔ)上，生產(chǎn)的出口產(chǎn)品質(zhì)量也更高。二是“價格競爭策略”，即部分出口廠商,因其研發(fā)水平不高，質(zhì)量升級動力不強(qiáng),為了獲得出口競爭力，采取低價競爭策略，放棄提升產(chǎn)品質(zhì)量，此時貿(mào)易成本的下降增加了部分低質(zhì)量產(chǎn)品的出口概率?？傮w來看，出口目的國貿(mào)易便利化水平的提升，對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響取決于這兩種市場競爭策略的影響孰強(qiáng)孰弱。

2. 市場規(guī)模途徑

出口目的國貿(mào)易便利化水平的提升,降低了出口目的國市場的進(jìn)入門檻，出口產(chǎn)品將面對更大的消費市場，以及更劇烈的市場競爭。

一方面，激烈的市場競爭會激發(fā)出口廠商提升出口產(chǎn)品質(zhì)量的內(nèi)在動力，產(chǎn)生正向的“激勵效應(yīng)”。同時，市場擴(kuò)大也加速了生產(chǎn)和管理等一系列先進(jìn)理念的流入，產(chǎn)生“技術(shù)溢出效應(yīng)”，對出口產(chǎn)品的質(zhì)量提升起到重要作用。另一方面，市場擴(kuò)大，一些低效廠商得以生存，但缺少提升產(chǎn)品質(zhì)量的動力，而是降低質(zhì)量以換取成本節(jié)約，采取低價競爭的模式，體現(xiàn)出“氣餒效應(yīng)”。同樣，對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響取決于這兩個方向的影響的凈效應(yīng)。

綜上，兩種途徑對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響，或正向或負(fù)向，整體影響的方向和強(qiáng)弱無法確定，需要通過實證模型進(jìn)一步檢驗。

（二）理論假設(shè)

貿(mào)易便利化水平提升,可直接降低出口貿(mào)易成本，出口目的國進(jìn)口產(chǎn)品的需求增加。一般說來，收入水平提高，對產(chǎn)品品質(zhì)的要求也越高，疊加貿(mào)易便利化本身對出口產(chǎn)品質(zhì)量的直接影響，其最終影響是非線性的。具體說來，當(dāng)出口目的國人均收入較低時，對中、低質(zhì)量產(chǎn)品需求較為旺盛。貿(mào)易便利化水平提升，追求“價格競爭策略”的廠商超過“質(zhì)量競爭策略”的采納者，同時“氣餒效應(yīng)”超過“激勵效應(yīng)”與“技術(shù)溢出效應(yīng)”，出口產(chǎn)品質(zhì)量從總體來看是下滑的。而當(dāng)出口目的國人均收入較高時，對中、高質(zhì)量產(chǎn)品需求較為旺盛。此時，更多廠商追求質(zhì)量競爭，且“激勵效應(yīng)”與“技術(shù)溢出效應(yīng)”更勝一籌，最終出口產(chǎn)品質(zhì)量提高。因此，貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響受到出口目的國人均收入的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)出非線性的特點，具體的影響方向和程度需要進(jìn)一步實證檢驗。

綜上，本文提出三個假設(shè)：一是貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響為非線性；二是此非線性影響受到出口目的國人均收入的調(diào)節(jié)作用，存在門檻效應(yīng)；三是當(dāng)出口目的國人均收入達(dá)到某一確定門檻值后，貿(mào)易便利化影響我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的方向和程度將發(fā)生改變。

三、研究設(shè)計

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源

1. 解釋變量

出口產(chǎn)品質(zhì)量指出口產(chǎn)品滿足消費者需求且消費者愿意為之付出費用的特征及特性的總和。基于該定義且考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，文本借鑒李坤望和王有鑫（2013）提出的單位價值法，即用每單位出口產(chǎn)品的價值來衡量我國出口產(chǎn)品質(zhì)量。由于不同產(chǎn)品的出口貢獻(xiàn)有差異，因此，采用加權(quán)平均方法，給每種產(chǎn)品賦予能與其出口份額匹配的權(quán)重，避免簡單平均估計結(jié)果的偏差。測算公式如下：

其中qualityit表示我國t年出口至i國的出口產(chǎn)品質(zhì)量，valueijt表示t年我國向i國出口j產(chǎn)品的出口額，quantityijt表示t年我國向i國出口j產(chǎn)品出口量，兩者相除測算t年我國向i國出口j產(chǎn)品平均單位出口價值，再乘以j產(chǎn)品出口額占我國向i國主要出口產(chǎn)品的出口總額的比重，求得j產(chǎn)品的加權(quán)單位出口價值，然后將其匯總至國家層面，求出t年我國向i國出口產(chǎn)品的整體質(zhì)量指數(shù)。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于法國CEPII的BACI數(shù)據(jù)庫2該數(shù)據(jù)庫根據(jù)UN COMTRADE數(shù)據(jù)庫整理出HS6分位產(chǎn)品的進(jìn)出口價值量和統(tǒng)一單位（噸）的數(shù)量。由此可以直接測算HS6分位產(chǎn)品的進(jìn)出口單位價值（已經(jīng)剔除運輸和保險等貿(mào)易成本）。，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)包括HS07的6位產(chǎn)品編碼、出口目的國、出口金額和出口數(shù)量等。需要說明的是，由于我國出口商品種類繁多，為保證代表性，本文只選取t年我國出口至i國出口額占比超過0.1%的商品，所選商品總計在t年我國出口至i國出口總額中占比超過 70%。

2. 被解釋變量

本文采用貿(mào)易便利化綜合指數(shù)衡量我國各出口目的國的貿(mào)易便利化程度。tfit表示t時期i國的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)。本文參考 Wilson et al.（2003）構(gòu)建貿(mào)易便利化體系的框架，結(jié)合當(dāng)前金融、技術(shù)重要性日益突出的現(xiàn)狀，采用基礎(chǔ)設(shè)施、電子商務(wù)、規(guī)制環(huán)境、海關(guān)環(huán)境及金融服務(wù)這4個一級指標(biāo)，具體細(xì)分為12個二級指標(biāo)，所有數(shù)據(jù)均來自歷年世界經(jīng)濟(jì)論壇發(fā)布的《全球競爭力報告》。具體的指標(biāo)體系如表1所示：

表1 貿(mào)易便利化指標(biāo)體系

關(guān)于數(shù)據(jù)缺失的處理，參照慣例，沿用前一年的數(shù)據(jù)。為保證數(shù)據(jù)的一致性和可比性，對選取指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。參考謝娟娟和岳靜（2011）的方法采用算術(shù)平均法確定相關(guān)指標(biāo)權(quán)重，即賦予每個二級指標(biāo)相等的權(quán)重，計算出貿(mào)易便利化綜合評價指數(shù)，該值越大,阻礙貿(mào)易往來的因素越少,兩國的貿(mào)易越通暢。

3. 門檻變量

如前分析，貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用可能受到出口目的國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，因此本文將出口目的國的人均GDP設(shè)為門檻變量衡量該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。該變量的數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

4. 其他控制變量

前人的研究表明出口目的國的收入差距、貿(mào)易條件、市場規(guī)模和社會穩(wěn)定性等會影響我國出口產(chǎn)品質(zhì)量，因此本文將出口目的國GINI系數(shù)、貿(mào)易條件指數(shù)、市場規(guī)模指數(shù)和犯罪率指數(shù)作為控制變量加入面板模型，所有控制變量的數(shù)據(jù)都來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

具體說來，出口目的國收入分配差異越大，極富裕人群越多，對于高品質(zhì)的產(chǎn)品需求越大，更有利于推動出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，因而預(yù)期是正向影響。使用出口目的國的GINI指數(shù)表示，如有缺失數(shù)據(jù)沿用前一年數(shù)據(jù)。

出口目的國貿(mào)易條件如惡化，在勞動生產(chǎn)率不變的情況下，則該國出口價格指數(shù)降低或進(jìn)口價格指數(shù)升高，則我國出口廠商出口價格上升，盈利能力提高，有利于我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級，因此預(yù)計該指標(biāo)對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向作用?？捎迷搰隹谂c進(jìn)口的交換比價表示。

出口目的國關(guān)稅水平越高，貿(mào)易成本越大，出口廠商利潤越低，研發(fā)資金有限，不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，故預(yù)期為負(fù)面影響。采用各出口目的國的簡單平均關(guān)稅稅率表示。

出口目的國市場規(guī)模越大，如前所述，可能產(chǎn)生正向或者負(fù)向影響，因此預(yù)期符號不確定。借鑒樊秀峰（2017）的方法進(jìn)行測度，用各國相對GDP來表示，即出口目的國GDP與中國GDP之比。

出口目的國的社會穩(wěn)定程度越低，越不利于貿(mào)易活動的開展，將增加我國出口廠商隱性貿(mào)易成本，不利于我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，因此預(yù)期符號為負(fù)向。該指標(biāo)可用該國的犯罪率指數(shù)來表示。

具體解釋變量、被解釋變量、門檻變量和控制變量說明見表2：

表2 變量說明

（二）模型設(shè)定、數(shù)據(jù)處理和描述性統(tǒng)計

1. 線性模型設(shè)定

根據(jù)對文獻(xiàn)的梳理以及影響機(jī)理分析，本文選取了出口目的國的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)、出口目的國人均GDP、出口目的國關(guān)稅水平、出口目的國的市場規(guī)模指數(shù)、出口目的國收入差距水平、人均GDP和貿(mào)易便利化指數(shù)的交互項以及貿(mào)易便利化指數(shù)的平方項作為變量構(gòu)建面板模型。加入交互項是為了檢驗貿(mào)易便利化指數(shù)和人均GDP對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)是否存在交互作用，加入平方項以驗證出口目的國的貿(mào)易便利化水平與我國出口產(chǎn)品質(zhì)量水平是否存在非線性關(guān)系。據(jù)此，模型如下：

其中，tfit表示t年i國的貿(mào)易便利化綜合指數(shù)，pgdpit表示t年i國的人均收入水平，giniit表示t年i國居民的收入差距水平，termit表示t年i國的貿(mào)易條件，sizeit表示t年i國的市場規(guī)模，crimeit表示t年i國的社會穩(wěn)定程度，εit為誤差項。模型中的變量均進(jìn)行對數(shù)處理。

2.門檻模型設(shè)定

考慮到出口目的國貿(mào)易便利化水平在該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響下，對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生非線性作用，因此構(gòu)建非線性模型。

基于Hansen（1999）的門檻回歸模型，在假設(shè)存在門檻效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建以出口目的國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量的單門檻模型：

其中,γ為待估計的門檻值，Xit為一系列控制變量如市場規(guī)模、關(guān)稅水平及收入差距水平等，εit為誤差項。如果模型有顯著的單門檻效應(yīng)，則進(jìn)一步驗證是否存在第二個門檻。門檻值確定以后進(jìn)行顯著性檢驗，得出相應(yīng)的置信區(qū)間。

3.描述性統(tǒng)計和平穩(wěn)性檢驗

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計情況。由于面板門檻模型中需要平穩(wěn)變量，因此對各個面板數(shù)據(jù)序列做單位根檢驗。本文使用短面板數(shù)據(jù)，選擇IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗兩種方法，結(jié)果如表4所示，全部變量均平穩(wěn)，不存在偽回歸問題。本文采用2008—2018年跨國面板數(shù)據(jù)作為樣本，為平衡面板數(shù)據(jù)，先用F檢驗排除混合估計模型。在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇中，通過Hausman檢驗，Prob＞chi2=0.000，拒絕原假設(shè)，因而選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

表4 各主要變量的平穩(wěn)性檢驗

（三）實證分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表5為樣本總體回歸結(jié)果。列（2）加入貿(mào)易便利化指數(shù)的平方項，以此考察出口目的國貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量是否存在非線性影響；列（3）—（5）分別加入貿(mào)易便利化和人均GDP、GINI系數(shù)、市場規(guī)模指數(shù)的交互項，以此考察上述非線性影響是否受到三種變量的調(diào)節(jié)作用。

表5 樣本總體回歸結(jié)果

總體看來，出口目的國的貿(mào)易便利化水平對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升存在抑制作用，市場規(guī)模指數(shù)也是如此，其他幾個因素的影響均符合預(yù)期?？赡艿脑蚴?，出口目的國貿(mào)易便利化水平提升、出口目的國市場規(guī)模擴(kuò)大，都會使得出口廠商更多選擇“價格競爭策略”，或出現(xiàn)“氣餒效應(yīng)”，導(dǎo)致出口質(zhì)量整體下降。

列（1）控制了所有解釋變量，出口目的國貿(mào)易便利化指數(shù)的系數(shù)為負(fù)但不顯著。當(dāng)列（2）加入平方項后，系數(shù)顯著為負(fù)同時平方項系數(shù)顯著為正，說明出口目的國貿(mào)易便利化指數(shù)對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著的非線性影響?？纱笾屡袛啵弘S著出口目的國貿(mào)易便利化水平的提高，我國出口產(chǎn)品質(zhì)量先降后升。列（3）、（4）、（5）分別加入貿(mào)易便利化與人均GDP、GINI指數(shù)、市場規(guī)模指數(shù)這三個變量的交互項，回歸結(jié)果顯示只有列（3）的調(diào)節(jié)作用通過檢驗，說明貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的非線性影響受到出口目的國人均GDP的調(diào)節(jié)作用，表現(xiàn)出U型特征。

2. 分組回歸結(jié)果與分析

為了考察當(dāng)出口目的國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異情況下貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量是否依然產(chǎn)生顯著的非線性影響，本文在全樣本回歸的基礎(chǔ)上，按照按世界銀行2018的標(biāo)準(zhǔn)按人均收入水平將我國主要出口目的國分成高收入國家組和中、低收入國家組，進(jìn)行回歸。具體結(jié)果見表6。

表6 按出口目的國人均GDP水平分組回歸結(jié)果

表6的回歸結(jié)果表明，當(dāng)加入貿(mào)易便利化指數(shù)的平方項以后，貿(mào)易便利化指數(shù)的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為負(fù)，同時平方項系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正。進(jìn)一步證實出口目的國貿(mào)易便利化指數(shù)對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量具有非線性影響，表現(xiàn)出U型特征。下面，本文將出口目的國人均GDP作為門檻變量構(gòu)建面板門檻模型，繼續(xù)探究出口目的國貿(mào)易便利化與我國出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的非線性關(guān)系。

3. 門檻效應(yīng)檢驗及門檻模型回歸

首先使用“Bootstrap”法得出的P值確定相應(yīng)門檻值及門檻個數(shù)，設(shè)置 Bootstrap 次數(shù)為300，依次進(jìn)行單一門檻、雙重門檻檢驗。

2013年WTO通過《貿(mào)易便利化協(xié)定》（后文通稱為《協(xié)定》），進(jìn)一步為全球貿(mào)易自由化提供了推動力，因此以2013年作為分界點，分別對兩組樣本的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗。

表7的回歸結(jié)果表明，2008—2012年組樣本在1%的顯著性水平上通過了單門檻檢驗，但并未通過雙重門檻檢驗，因此對該組樣本構(gòu)建單門檻模型進(jìn)行分析。同時為避免《協(xié)定》實施的滯后效應(yīng)帶來的數(shù)據(jù)偏差，第二組檢驗使用2014—2018年數(shù)據(jù)。該組樣本在5%的顯著性水平上通過了雙重門檻檢驗，但是并未通過三重門檻檢驗，因此對該組樣本構(gòu)建雙重門檻模型進(jìn)行分析。

表7 門檻效應(yīng)檢驗

表8的回歸結(jié)果表明，在2008—2012年組中，當(dāng)出口目的國的人均GDP低于1742美元時，其貿(mào)易便利化水平的提升對我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生較為顯著的抑制作用，具體表現(xiàn)為當(dāng)其余變量保持不變時，貿(mào)易便利化水平提升1%，我國出口產(chǎn)品質(zhì)量水平降低4.75%；隨著人均GDP越過1742美元的門檻，這種抑制作用減弱為1.2%，但不顯著。而在2014—2018年組中，當(dāng)出口目的國的人均GDP低于1464美元時，貿(mào)易便利化水平的提升對我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量仍然產(chǎn)生顯著的抑制作用，為-2.07%；當(dāng)人均GDP處于1464至2941美元之間時，出口目的國的貿(mào)易便利化水平對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量幾乎不產(chǎn)生抑制作用；當(dāng)人均GDP跨越2941美元的門檻值后，出口目的國的貿(mào)易便利化水平對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)為其貿(mào)易便利化水平提升1%，我國出口產(chǎn)品質(zhì)量水平提升2.92%。該結(jié)果，特別是2014—2018年數(shù)據(jù)的結(jié)果，完全印證了之前U型特征的假設(shè)。

表8 門檻模型回歸結(jié)果

表9和表10反映了觀測年間我國各主要出口目的國人均GDP水平門檻通過情況。分別選取兩階段起始及終止年份各國人均GDP的數(shù)據(jù)。2008—2012年這一組中，巴基斯坦、印度、越南這3個國家沒有跨過人均GDP1742美元的門檻值，這3個國家貿(mào)易便利化水平提高極大抑制我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級；2014—2018年這一組中，在2018年巴基斯坦、尼日利亞、印度、越南沒有跨過人均GDP2941美元的門檻值，除以上國家外的其余36個國家貿(mào)易便利化水平的提高將較好促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

表9 2008、2012年各主要出口目的國人均GDP水平門檻通過情況

表10 2014、2018年各主要出口目的國人均GDP水平門檻通過情況

4. 內(nèi)生性問題及穩(wěn)健性說明

參考張杰（2015）的方法，將貿(mào)易便利化的滯后一期作為當(dāng)前變量的工具變量，進(jìn)行Hausman檢驗，此時原假設(shè)為不存在內(nèi)生性問題，結(jié)果Prob＞chi2=0.000，拒絕原假設(shè)，說明解釋變量Intf有內(nèi)生性問題，故運用TSLS進(jìn)行回歸。結(jié)果如表11所示，分別是滯后一階、滯后二階工具變量下的TSLS回歸結(jié)果：

表11 內(nèi)生性檢驗

工具變量法的回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易便利化指數(shù)的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，其平方項的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，其余變量的符號和大小皆沒有太大變化，說明考慮了內(nèi)生性問題后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，出口目的國的貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生顯著的非線性影響，呈現(xiàn)出U型特征。上述工具變量法的回歸結(jié)果驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。至于其余變量并非本文的研究重點，此處不再贅述。

四、結(jié)論與建議

目前國際關(guān)系風(fēng)云變幻，反全球化勢力上漲，貿(mào)易便利化水平會出現(xiàn)波動。由此關(guān)注貿(mào)易便利化對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的影響是一個重要議題。本文主要結(jié)論如下：

首先，貿(mào)易便利化通過成本降低效應(yīng)在產(chǎn)品供給端影響出口廠商的生產(chǎn)決策，通過市場規(guī)模效應(yīng)在產(chǎn)品需求端影響國外消費者對產(chǎn)品質(zhì)量的需求。因此出口目的國貿(mào)易便利化水平提升對我國出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響為以上兩種效應(yīng)的疊加，同時受出口目的國的人均GDP的調(diào)節(jié)作用，表現(xiàn)為非線性影響。

其次，上述非線性影響受到出口目的國人均GDP的調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)生門檻效應(yīng)。具體影響根據(jù)出口目的國人均GDP水平的不同而相異：2013年以前，人均GDP低于1742美元門檻的出口目的國貿(mào)易便利化水平的提高極大地抑制了我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級；2013年以后，人均GDP高于2941美元門檻的出口目的國貿(mào)易便利化水平的提高將較好促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。目前我國的主要出口目的國中，絕大多數(shù)國家的人均GDP已跨越2941美元的門檻值，其貿(mào)易便利化水平提升將促進(jìn)我國出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。

建議如下：一是繼續(xù)加大對中、高收入國家的出口，增加高技術(shù)產(chǎn)品的出口。2020年國際局勢變幻莫測，政府應(yīng)該在不傷害原則的前提下積極建立、加強(qiáng)雙邊合作交流與經(jīng)貿(mào)聯(lián)系。二是繼續(xù)推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)，構(gòu)建良好的營商環(huán)境，同時加大國內(nèi)自貿(mào)區(qū)興建，切實提升貿(mào)易便利化水平。三是在貿(mào)易便利化水平出現(xiàn)倒退時，政府引導(dǎo)出口廠商選取“質(zhì)量競爭策略”，利用“技術(shù)外溢效應(yīng)”及“激勵效應(yīng)”，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新與升級，提升產(chǎn)品質(zhì)量，以應(yīng)對嚴(yán)峻的外貿(mào)出口形勢。