進口國貿(mào)易便利化水平對上海市出口潛力的影響研究

談嘉顧

（華東政法大學(xué) 商學(xué)院，上海 201600）

1 引言

加快長三角一體化戰(zhàn)略的推進已是社會共識，上海市作為長三角發(fā)展水平最靠前的城市，其出口水平關(guān)系著整個長三角地區(qū)的經(jīng)濟水平，自然也與長三角的發(fā)展水平緊密相關(guān)。隨著關(guān)于出口潛力的研究深入，進口國貿(mào)易便利化水平也開始進入學(xué)者們的視線，因此通過研究進口國貿(mào)易便利化水平對上海市出口潛力的影響，可以有助于長三角的發(fā)展。

2 文獻綜述

2000年左右，隨機前沿方法被引入引力模型，大量學(xué)者開始使用隨機前沿引力模型對出口潛力及出口效率進行測算，而Armstrong（2007）更是在隨機前沿引力模型的基礎(chǔ)上提出了貿(mào)易非效率模型，可以更有效地判斷出口效率的影響因素。經(jīng)過大量學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易國的貿(mào)易便利化水平是一個極其重要的促進貿(mào)易潛力實現(xiàn)的影響因素，于是更多的學(xué)者將目光投在了貿(mào)易便利化上。貿(mào)易便利化水平越高，對國際貿(mào)易的正向影響就越大基本是學(xué)術(shù)界的共識。而其中進口國的貿(mào)易便利化水平非常有利于出口國的出口貿(mào)易。大量學(xué)者就這一點展開研究。有學(xué)者就貿(mào)易便利化對中國制造業(yè)產(chǎn)品（孫林，徐旭霏，2011）、農(nóng)產(chǎn)品（孫林，倪卡卡，2013；譚晶榮，華曦，2016；張淑輝，2018）、中藥產(chǎn)品（付秀梅等，2022）等各種不同的出口產(chǎn)品的影響進行實證研究，均得出進口國貿(mào)易便利化在總體上能夠有效推動出口國出口貿(mào)易的發(fā)展。因此，將進口國貿(mào)易便利化水平引入貿(mào)易非效率模型可以有效分析上海市如何借助國家發(fā)展提高自身出口潛力及出口效率。

3 進口國貿(mào)易便利化水平測算

根據(jù)上海市出口貿(mào)易額降序排列得到前二十名國家，接下來構(gòu)建貿(mào)易便利化指標測算體系?？紤]到對貿(mào)易便利化產(chǎn)生影響的因素較多，如近年來愈發(fā)重要的金融與電子商務(wù)的環(huán)境，同時還有一直非常重要的海關(guān)環(huán)境等因素都會極大程度地影響到一國的貿(mào)易便利化水平。因此，在參考Wilson（2003）等學(xué)者的文獻后，結(jié)合實際需求，選取了4 個一級指標，同時為了保證體系構(gòu)建的科學(xué)性，將4 個一級指標細化為了16 個二級指標。選取的4 個一級指標如表1 所示。

表1 貿(mào)易便利化水平測算指標

本文選用熵值法對指標進行計算。首先對數(shù)據(jù)進行標準化處理。這里采用最基本的極值法對數(shù)據(jù)進行標準化處理。由于各項指標的單位取值存在不同，因此需要對數(shù)據(jù)進行標準化處理。由于根據(jù)上文分析，選取指標均為正向指標，即指標得分越高，對貿(mào)易便利化越有利。因此選擇正向標準化對指標進行處理。

式中，Aij表示標準化計算后的i 國的第j 項二級指標，取值范圍為[0，1]，Xij為i 國第j 項二級指標的初始得分。

然后計算i 國第j 項二級指標占該指標的比重：

計算第j 項二級指標的熵值：

計算第j 項二級指標的差異性系數(shù)：

計算第j 項二級指標的權(quán)重：

計算i 國第j 項二級指標得分：

表2 為經(jīng)熵值法計算的各年各項二級指標權(quán)重。

根據(jù)權(quán)重表表2，可以計算每年各國貿(mào)易便利化水平，2010-2019年上海20 個貿(mào)易對象國的平均貿(mào)易便利化程度如表3 所示。

表2 貿(mào)易便利化水平指標權(quán)重

表3 平均貿(mào)易便利化水平

4 上海市出口潛力測算及進口國貿(mào)易便利化水平的影響

4.1 基本模型

隨機前沿引力模型的基本表達如下：

式中，Tijt表示t 時期i 國對j 國的實際出口貿(mào)易流量；Xijt表示模型中影響出口貿(mào)易流量的主要因素；β 為低估參量系數(shù)；Vijt為隨機擾動項；μijt表示貿(mào)易非效率因素項。

式（9）體現(xiàn)的是現(xiàn)有貿(mào)易條件下t 時期i 國對j 國的出口貿(mào)易效率，是t 時期i 國對j 國出口潛力的實現(xiàn)。

μijt＞0 時，μijt越大，貿(mào)易非效率因素影響越大，則貿(mào)易效率越低；μijt=0 時，不存在貿(mào)易非效率因素，此時可以得到出口流量的最優(yōu)值，也就是效率為1。

因此，參考Battese 等（1995）的做法，將隨機前沿引力模型基本形式設(shè)定為：

貿(mào)易非效率模型為：

式中，Tijt為上海市在t年對j 國或地區(qū)的商品出口總值，為解釋變量。GDPit為上海地區(qū)在t年的生產(chǎn)總值，經(jīng)濟增長會帶來當?shù)毓┙o以及需求的增長。當供給超過需求時會帶來出口的增加。GDPjt為進口國在t年的生產(chǎn)總值，進口國生產(chǎn)總值越大，需求越大，則進口需求越多。GDPit/POPit、GDPjt/POPjt分別為上海地區(qū)在t年的人均生產(chǎn)總值和進口國在t年的人均生產(chǎn)總值，代表地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，反映生產(chǎn)能力與消費能力以及出口能力。POPit、POPjt分別為上海地區(qū)在t年的人口及進口國在t年的人口，反映地區(qū)的生產(chǎn)能力及消費需求。Dij為上海與進口國的絕對距離，根據(jù)冰山成本理論，距離越遠，貿(mào)易成本越大，貿(mào)易不易開展，影響雙邊貿(mào)易。GEjt、IEjt、CEjt、FEjt分別為進口國貿(mào)易便利化水平的四項一級指標，含義與解釋見表1。

4.2 模型設(shè)定檢驗

隨機前沿分析對于解釋變量的選擇有較高的要求，因此根據(jù)最大似然比原理對模型的實用性進行了檢驗。首先對是否存在貿(mào)易非效率項進行檢驗，如果存在，則采用隨機前沿引力模型，添筑貿(mào)易非效率模型是合理的。該假設(shè)檢驗的原假設(shè)為H0：γ=0，若接受原假設(shè)，則表明不存在貿(mào)易非效率項；若拒絕原假設(shè)，則表明貿(mào)易非效率項存在，模型設(shè)定正確。

以下就主模型是否應(yīng)該加入人口變量以及是否加入人均GDP 變量進行了似然比檢驗，確認模型主變量添加是否存在問題。檢驗結(jié)果如表4 所示。

表4 隨機前沿引力模型的模型設(shè)定似然比檢驗結(jié)果

所以模型存在貿(mào)易非效率項且貿(mào)易非效率項對出口潛力影響較大，而人口變量對于雙邊貿(mào)易也有較大影響，應(yīng)該納入模型。引入人均GDP 變量被拒絕，證明人均GDP 在模型中可能并不會產(chǎn)生顯著影響，或者是與人口以及GDP 水平存在多重共線性導(dǎo)致回歸結(jié)果不顯著。因此放棄將人均GDP作為解釋變量納入模型。

最終模型定為：

變量數(shù)據(jù)來源：人口、GDP、人均GDP 等數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫，地理距離采用谷歌地區(qū)經(jīng)緯計算器計算得來。貿(mào)易便利化水平一級指標數(shù)據(jù)由上文計算得出。少數(shù)缺失值由插值法進行補充。

4.3 模型回歸結(jié)果

根據(jù)式（12），分別進行時變模型的回歸與時不變模型的回歸，得到結(jié)果如表5 所示。

表5 主模型回歸結(jié)果

式（14）為時變模型設(shè)定，將貿(mào)易非效率因素隨時間變化的變化納入了模型。

其中，當η＞0，則貿(mào)易非效率水平隨時間t 的增加而減少。

η=0，則貿(mào)易非效率水平隨時間t的增加而不變。

η＜0，則貿(mào)易非效率水平隨時間t 的增加而增加。

其中，時變與時不變模型得出系數(shù)符號相同且都較為顯著，證明回歸結(jié)果有較強的穩(wěn)健性。兩個模型得出的γ 值均大于0.9，說明貿(mào)易非效率項是出口效率降低的主要原因。

同時由表5 可以看出時變模型中η 十分顯著且為正，根據(jù)上文分析，證明了隨著時間t 的變化，上海面臨的貿(mào)易非效率因素是在逐漸下降的。因此，相較于時不變模型，時變模型更為優(yōu)異，可以更好地作出估計。選用時變模型更為合適。

根據(jù)最終的回歸結(jié)果，在其他條件均不發(fā)生變化的情況下，上海市生產(chǎn)總值每增加1%，其出口潛力就會下降0.115%，也就是上海市GDP 的提高對其出口產(chǎn)生了抑制作用，這可能是因為隨著經(jīng)濟規(guī)模的不斷提高，更多的出口選擇轉(zhuǎn)向國內(nèi)市場，通過促進國內(nèi)消費來進一步帶動經(jīng)濟循環(huán)；也有可能是經(jīng)濟的增長刺激了需求的提高，其提速超過了供給的提速，導(dǎo)致供不應(yīng)求，出口減少。進口國生產(chǎn)總值每增加1%，就會從上海市多進口0.461%的商品，而進口國與上海市的距離每增加1 km，就會導(dǎo)致上海出口潛力下降0.516%。進口國人口與上海人口的上升都會改善出口貿(mào)易的環(huán)境，提高出口潛力。

根據(jù)式（13），對貿(mào)易非效率模型進行回歸，得到表6。

表6 貿(mào)易非效率模型回歸結(jié)果

由表6 可以分析得知，所有的一級指標對于上海市出口潛力的實現(xiàn)都是具有促進作用的，其中最重要的就是金融與電子商務(wù)環(huán)境，對上海市出口潛力的實現(xiàn)具有最大的影響。證明進口國良好的政府規(guī)制環(huán)境、優(yōu)質(zhì)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、高效的海關(guān)環(huán)境以及優(yōu)秀的金融及電子商務(wù)環(huán)境都是非常有助于出口國實現(xiàn)自身出口潛力的。這也就證明了，國際貿(mào)易中挑選自身貿(mào)易對象本身也是一件十分重要的決策。

根據(jù)式（9）可以計算出2010-2019年上海市對20 個國家的出口效率均值，即10年間上海對自身出口潛力的實現(xiàn)的平均值，如表7 所示。

表7 2010-2019年上海市對20 個國家的出口效率均值

由表7 可知，上海對美國的平均出口效率是最高的，最低為對比利時的出口效率。而平均出口效率低于0.5 的進口國家有7 個，證明上海對自身的出口潛力實現(xiàn)尚可，但仍有進步空間；高于0.7 的國家有5 個，證明貿(mào)易潛力的實現(xiàn)尚屬不足，仍需努力。

5 結(jié)論及對策建議

實證表明，進口國貿(mào)易便利化水平越高，對于上海市出口潛力的實現(xiàn)越具有促進作用，其中最為有效的是進口國優(yōu)質(zhì)的金融與電子商務(wù)環(huán)境。而傳統(tǒng)的影響因素中，上海市GDP 的提高對其出口產(chǎn)生了抑制作用，這可能是因為隨著經(jīng)濟規(guī)模的不斷提高，更多的出口選擇轉(zhuǎn)向國內(nèi)市場，通過促進國內(nèi)消費來進一步帶動經(jīng)濟循環(huán)；也有可能是經(jīng)濟的增長刺激了需求的提高，其提速超過了供給的提速，導(dǎo)致供不應(yīng)求，出口減少。其余因素影響與預(yù)期一致，除去地理距離以外的因素都會對出口潛力的增長具有促進作用，而地理距離越遠，上海對該國家的出口潛力越小。

根據(jù)結(jié)論，可以給出以下建議：首先，積極參與國家戰(zhàn)略建設(shè)?？捎行У卮龠M上海與其他國家的貿(mào)易發(fā)展，提升進口國貿(mào)易便利化指數(shù)，從而提升上海市對自身出口潛力的實現(xiàn)能力。可以通過積極建設(shè)“一帶一路”、增加自由貿(mào)易協(xié)定簽約國等方法來拓展貿(mào)易市場，增加貿(mào)易對象，豐富貿(mào)易選擇，開發(fā)貿(mào)易潛力，提升貿(mào)易效率。其次，可以與其他國家簽訂貿(mào)易協(xié)定，加強經(jīng)濟往來。開發(fā)現(xiàn)有貿(mào)易對象的出口潛力，深入了解貿(mào)易對象的進口需求，并借此調(diào)整自身出口，形成雙邊互補，互利互惠。根據(jù)本文結(jié)論，應(yīng)該優(yōu)先尋找貿(mào)易便利化水平較高的國家進行開發(fā)，與其建立良好的雙邊貿(mào)易。