“一帶一路”沿線國家貿易便利化對中國出口二元邊際的影響研究

馮曉玲，趙鵬鵬，田娜

(大連海事大學 航運經(jīng)濟與管理學院，遼寧 大連 116026)

在新冠肺炎疫情沖擊下，全球經(jīng)貿增長面臨的不確定性明顯增加，如何實現(xiàn)貿易持續(xù)增長成為各國亟待解決的重要問題。近年來，貿易便利化作為促進貿易增長的新途徑，越來越受到貿易政策研究者和制定者的重視，越來越多的國家開始通過貿易便利化改革推動本國對外貿易發(fā)展。以多邊合作為例，世界貿易組織(WTO)于2014年將《貿易便利化協(xié)定》作為附件納入《馬拉喀什建立世界貿易組織協(xié)定》，截至2022年6月，已有129個國家或地區(qū)提交了接受文書。對中國而言，貿易便利化是國內建設與改革的重要組成部分。目前中國國內貿易便利化改革已經(jīng)取得了顯著的成效，在貿易便利化改革過程中積累了豐富的經(jīng)驗，也形成了一定優(yōu)勢[1]。在對外合作方面，貿易便利化是中國對外經(jīng)貿合作的重要內容，被納入中國參與的眾多合作框架之中。其中，“一帶一路”倡議無疑最為引人注目。中國通過“一帶一路”倡議，與沿線國家共享發(fā)展紅利，并致力于促進沿線國家貿易便利化水平提升，這對沿線國家貿易環(huán)境改善以及中國對外貿易格局優(yōu)化都大有裨益?，F(xiàn)有研究大多表明沿線國家貿易便利化的改善有利于中國的出口增長。然而，沿線國家貿易便利化如何影響中國出口增長，是促進了中國原有出口產(chǎn)品出口規(guī)模擴張還是新產(chǎn)品出口？對這一問題的認識目前尚不清晰。本文試圖通過建立多層次貿易便利化是指標體系，并結合二元邊際方法對此問題進行解答。

一、文獻綜述

貿易便利化內涵豐富，其定義至今沒有統(tǒng)一。較早的研究者WILSON et al.認為，狹義上的貿易便利化指提高貨物通過邊境或海關時的效率，廣義上則既包括邊境上貿易環(huán)節(jié)效率的提高，也包括邊境后監(jiān)管環(huán)境和貿易環(huán)境的改善[2]。實際上，多數(shù)文獻傾向于從廣義角度去解釋貿易便利化，認為任何旨在降低貿易成本或使貿易變得更加容易的政策措施都可視為貿易便利化[3-6]。

就研究貿易便利化對中國對外貿易的影響來看，許多文獻仍在探索貿易便利化能否以及在多大程度上促進中國對外貿易流增加，其研究區(qū)域尤其集中在“一帶一路”沿線國家。如林琦等、吳兆丹等、王維國等以及智慧的研究顯示，沿線國家貿易便利化水平提升能夠顯著促進中國對其出口增長[7-10]。吳丹等則實證發(fā)現(xiàn)，并非沿線國家實施的所有貿易便利化改革都能促進中國的進口增長，只有出口國口岸效率提高和海關環(huán)境改善具有顯著的正向影響[11]。譚晶榮等的研究結論認為，沿線國家貿易便利化水平提升1.00%，就能促進中國農(nóng)產(chǎn)品出口增加0.87%[12]。董銀果等發(fā)現(xiàn)，沿線國家各項貿易便利化改革均能促進中國制造業(yè)產(chǎn)品出口增長[13]。劉鉆擴等針對性地研究了沿線國家貿易便利化對中國機電產(chǎn)品出口的影響，結果顯示，相較于經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模等其他因素，進口國貿易便利化更能促進中國出口[14]。廖佳等的研究同樣表明提升沿線國家的貿易便利化水平可以極大促進中國出口貿易流量的增加[15]。

也有部分文獻將視角轉向貿易便利化對出口二元邊際的影響，本文格外關注了這一文獻分支。其中，F(xiàn)EENSTRA et al.利用1988—2005年經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)成員國的貿易數(shù)據(jù)，以港口效率為貿易便利化的代理變量，發(fā)現(xiàn)港口效率對擴展邊際增長有顯著的促進作用[16]。LEE et al.用物流績效指數(shù)代理貿易便利化指標，研究發(fā)現(xiàn)貿易便利化僅對擴展邊際有顯著的正向影響，對集約邊際影響不顯著[17]。而BEVERELLI et al.的研究結果表明，幾乎所有的貿易便利化變量都顯著促進樣本國家出口的集約邊際和擴展邊際[18]。從微觀企業(yè)的角度出發(fā)，段文奇等發(fā)現(xiàn)貿易便利化對中國多產(chǎn)品制造業(yè)企業(yè)的出口擴展邊際有積極影響，但是抑制了企業(yè)出口的集約邊際[19]。然而，涂遠芬基于TFI指數(shù)卻發(fā)現(xiàn)了完全相反的結論[20]。

特別地，研究貿易便利化對中國對沿線國家出口二元邊際影響的文獻卻鳳毛麟角。朱晶等考察了“絲綢之路經(jīng)濟帶”國家貿易便利化對中國出口深度和廣度的影響，結論顯示，如果沿線國家的貿易便利化水平提高1.00%，將帶來中國農(nóng)產(chǎn)品出口廣度1.10%的增長，同樣條件下出口深度增加就較少，僅有0.43%[21]。以機械運輸設備為考察重點，馮正強等發(fā)現(xiàn)沿線國家物流績效改善拓寬了中國出口機械運輸設備出口的種類，但影響程度相對于數(shù)量和價格邊際較小[22]。ZHANG et al.研究了沿線國家貿易便利化對中國林業(yè)產(chǎn)品出口三元邊際的影響，發(fā)現(xiàn)貿易便利化對中國林產(chǎn)品出口擴展邊際影響不顯著，但可以顯著促進數(shù)量邊際和價格邊際增長[23]。胡艷英等發(fā)現(xiàn)貿易便利化能顯著促進中國對東盟木質林產(chǎn)品出口三元邊際的增長，尤其對數(shù)量邊際的促進作用最大[24]。

綜上可知，貿易便利化對貿易流量的促進效應已被廣泛證明，而本文的邊際貢獻在于，探討了中國與“一帶一路”沿線國家的貿易便利化對貿易流量分解后的二元邊際的影響，這對于了解沿線國家貿易便利化如何影響中國出口，以及如何推動中國與沿線國家貿易便利化合作具有重要意義。同時，本文也是對此類文獻的有益補充。

二、貿易便利化與出口二元邊際的測度

“一帶一路”是一個面向世界的開放合作平臺，其所包含的國家數(shù)量在不斷變動。本文以“一帶一路”網(wǎng)公布的已同中國簽署共建“一帶一路”合作文件的144個國家為基本參照(訪問日期2020年10月15日)，依據(jù)貿易便利化指標數(shù)據(jù)的可獲得性，最終保留60個國家作為研究對象(1)60個國家包括：亞美尼亞、阿塞拜疆、孟加拉國、柬埔寨、印度尼西亞、以色列、約旦、哈薩克斯坦、韓國、吉爾吉斯斯坦、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、泰國、土耳其、越南、阿爾巴尼亞、奧地利、波黑、保加利亞、克羅地亞、捷克、愛沙尼亞、希臘、匈牙利、意大利、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、北馬其頓、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、烏克蘭、埃及、阿爾及利亞、貝寧、喀麥隆、科特迪瓦、埃塞俄比亞、加納、肯尼亞、馬達加斯加、摩洛哥、尼日利亞、南非、烏干達、玻利維亞、智利、巴拿馬、秘魯、烏拉圭、委內瑞拉、新西蘭。。

(一)沿線國家貿易便利化測算分析

1.指標體系構建

貿易便利化的量化方法主要有兩類：一是用單個或多個代表性指標代替，二是構建指標體系。使用代表性指標的優(yōu)點在于操作上簡單易行，但是其無法給予貿易便利化全面、準確的評價，構建指標體系則能有效彌補這一不足。由此，本文借鑒WILSON et al.的思路進行指標體系構建[2]。依據(jù)貿易便利化的本質內涵，結合《貿易便利化協(xié)議》所強調的內容，同時借鑒先前的研究經(jīng)驗，篩選了26個三級指標。通過對文獻詳細分析對比，在三級指標與二級指標的對應關系上進行了細致的調整，形成7個二級指標，避免了將內涵差異較大的三級指標置于同一個二級指標下，進而導致二級指標針對性減弱、指向性不明問題。同時，參考葡萄牙-佩雷斯等的做法，進一步將7個二級指標劃分到硬環(huán)境(HARD)與軟環(huán)境(SOFT)兩個一級指標下[5]。另外，本文亦得出了貿易便利化的綜合評價指標TFI(Trade Facilitation Index)。指標體系如表1所示。

表1 貿易便利化指標體系

2.指標處理

本文的貿易便利化指標數(shù)據(jù)主要來自《全球競爭力報告》(GCR)、《全球貿易促進報告》(GETR)以及《全球信息技術報告》(GITR)(2)本文指考察期為2007—2017年，其主要原因在于，3個指標來源報告的可獲得期數(shù)不一致，是取舍后的結果。其中GCR報告期為2007—2019 年，GETR 和GIR報告期均為2008—2016年，另外，GETR自2010年后每兩年報告一次，而GIR于2016年停止更新。。針對數(shù)據(jù)缺失問題，借鑒以往學者的做法進行了相應處理(3)由于報告發(fā)布頻次更改和版本調整導致的數(shù)據(jù)缺失，依據(jù)報告中給出的數(shù)據(jù)來源，結合WEF發(fā)布的《旅游競爭力報告》，以及更改后報告版本中的相似指標，進行指標數(shù)據(jù)的補充或替代；對于有關報告每兩年報告一次問題，借鑒陳繼勇等的方法，將缺失年份指標取前后兩年平均值(參見文獻[25])，個別指標在個別年份數(shù)據(jù)缺失時，鑒于缺失指標在短期內波動較小，若缺失指標位于考察期兩端，則取后兩年或前兩年均值，位于中間某一年則取前后兩年均值。[25]，并采用極大值法將指標數(shù)據(jù)標準化到0—1之間?；赟PSS 20軟件得到KMO檢驗值為0.915，Bartlett檢驗顯著性小于0.050，說明數(shù)據(jù)集適合做主成分分析。本文利用更為便利和合理的全局主成分分析法，共提取4個主要成分，信息提取比例為72.39%，然后，利用方差貢獻率和主成分系數(shù)矩陣確定三級指標權重，參考智慧的做法，再將三級指標權重除以所有指標權重之和進行歸一化處理，最終將一、二級指標對應的次級指標權重相加即可得到所需指標的權重[10]。

3.測算結果分析

本文從3個角度遞進分析了沿線國家貿易便利化的特征(4)篇幅原因，圖表省略備索。：

首先，基于貿易便利化綜合指標(TFI)從整體上進行分析。結果表明，2007—2017年間沿線國家貿易便利化綜合水平總體呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，但國家間的貿易便利化水平差異明顯，只有少數(shù)國家始終處于較高水平，多數(shù)國家在較低水平上波動式增長。

其次，選取2007—2017年TFI平均最高和最低各5個國家，進一步分析其在硬、軟環(huán)境上的表現(xiàn)。分析發(fā)現(xiàn)，TFI平均最高的國家都是位于亞洲和歐洲的高收入國家，最低的國家多為非洲和南美洲收入相對較低的國家。從指標上看，無論硬、軟環(huán)境，TFI平均最高的國家都遠遠優(yōu)于TFI平均最低國家，兩類國家中的多數(shù)國家在多數(shù)時間內，其硬環(huán)境都優(yōu)于軟環(huán)境，但只有TFI平均最高國家的軟環(huán)境明顯在不斷提升，其背后的原因可能是硬環(huán)境改善相對容易，而提升軟環(huán)境面臨的掣肘因素更多。

最后，選取11年間TFI增長最快的10個國家，分析二級指標的變動情況進而探析各國貿易便利化水平提高的來源。結果顯示：10個國家大多數(shù)是中低或者中高收入國家，地理上多位于亞洲或歐洲，說明具備這兩個特征的國家可能具有巨大貿易便利化發(fā)展?jié)摿?。從指標上看，對多?shù)國家而言，電子政務、信息技術和物流服務水平提升迅速，對各國的貿易便利化綜合水平提高具有不可忽視的貢獻，但海關效率、法治環(huán)境和行政環(huán)境改善不明顯，甚至出現(xiàn)負增長，對個別國家而言，運輸設施質量改善的作用突出。

(二)中國對沿線國家出口二元邊際的測算分析

1.二元邊際分解

二元邊際分解方法主要與研究問題的視角有關，目前多從國家、企業(yè)和產(chǎn)品3個視角進行分解，不同學者從同一視角出發(fā)提出的分解方法也存在明顯差異。本文從產(chǎn)品角度出發(fā)，借鑒AMITI et al.提出的分解思路[26]，以2006年為基期，將2006年出口且在考察期也出口的產(chǎn)品貿易額(種類)作為集約邊際(IM)，2006年未出口但在考察期實現(xiàn)出口的產(chǎn)品貿易額(種類)視作擴展邊際(EM)。

2.測算結果分析

基于UNcomtrade數(shù)據(jù)庫中HS 2002六位編碼數(shù)據(jù)，從產(chǎn)品價值和種類兩個角度對2007—2017年中國對沿線60個國家的出口進行分解。鑒于對象國數(shù)量較多，僅報告考察期內中國出口均值前5名(主要出口伙伴)和后5名國家(出口較少伙伴)的分解結果(5)篇幅原因，圖表省略備索。。

產(chǎn)品價值分解的結果顯示，無論是中國的主要出口伙伴，還是出口較少伙伴，集約邊際占比都相對較大。尤其對于主要出口伙伴而言，各國的集約邊際占總出口值的比例都高達95%以上；而擴展邊際只占1%左右，幾乎可以忽略不計。對出口較少的貿易伙伴國而言，擴展邊際所占的比重則比主要出口伙伴大得多，以平均值計算，2007—2017年中國對玻利維亞等5個出口較少的貿易伙伴的出口擴展邊際占比在25%—41%之間。

產(chǎn)品種類分解的結果表明，中國對主要出口伙伴在集約邊際上的產(chǎn)品種類幾乎都達到3 000種以上，占比均在80%以上；在擴展邊際方面，各國每年新增產(chǎn)品種類僅在193—603種之間，占比介于5%—16%。對出口較少的貿易伙伴國而言，在集約邊際上，中國對玻利維亞、阿爾巴尼亞出口產(chǎn)品達到600種左右，出口到亞美尼亞、波黑和北馬其頓的產(chǎn)品僅為300種上下，各國集約邊際占比最高僅為61%；在擴展邊際上，出口種類遠超集約邊際，其中，玻利維亞和阿爾巴尼亞在2014—2017年新增產(chǎn)品都超過1 000種，5個國家大部分年份的擴展邊際占比都在50%以上。

總的來說，中國對主要出口伙伴的出口，主要受集約邊際決定，對中國出口較少伙伴的出口產(chǎn)品價值分解下，出口集約邊際更加重要，但是在出口產(chǎn)品種類分解下，其出口擴展邊際甚至起到了決定性作用。一個值得注意的現(xiàn)象是，對比兩種角度分解下擴展邊際的占比，發(fā)現(xiàn)無論主要出口伙伴還是出口較少伙伴，擴展邊際在產(chǎn)品種類角度分解下的出口占比都更大，這說明盡管各國新產(chǎn)品出口數(shù)量在增加，但該種產(chǎn)品的價值較低，因此沒有帶來出口值的同比例增加。

三、實證分析

(一)模型與數(shù)據(jù)說明

1.模型構建

大量研究表明引力模型能夠對貿易流量的影響因素進行較為準確的識別，出口二元邊際是出口總流量的分解結果，本質上仍是貿易流量。因此，本文借鑒KANCS基于引力模型的研究[27]，結合其他文獻的經(jīng)驗，構建模型如下

lnMarginijt=β0+β1lnTFjt+β2lnGDPjt+

β3lnDISTij+β4lnOPWjt+β5lnSIMijt+

β6lnPOPjt+β7lnOPENjt+β8MULjt+

β9BORDij+β10LANDj+β11LANGij+

β12FTAij+εijt

(1)

式中：i代表中國；j代表“一帶一路”沿線國家；t代表時間；β0是截距項；β1，β2，…，β12是變量系數(shù)；Margin、TF、GDP、DIST、OPW、SIM、POP、OPEN、MUL、BORD、LAND、LANG、FTA分別表示出口二元邊際、貿易便利化、進口國經(jīng)濟規(guī)模、地理距離、勞動生產(chǎn)率、需求相似性、進口國人口、進口開放度、多邊阻力、進口國與中國是否有共同邊界、均是否進口國內陸國家、是否使用共同語言、是否簽署雙多邊貿易協(xié)定；ε為隨機擾動項。

2.變量說明

出口二元邊際(Margin)，集約邊際(IM)指基期(2006年)出口產(chǎn)品在當期的出口值，擴展邊際(EM)指基期沒有出口，但當期出口的新產(chǎn)品的出口值。數(shù)據(jù)為前文測算所得。

貿易便利化(TF)，衡量一國進行國際貿易的難易程度，包括貿易便利化綜合指標、兩個一級指標和7個二級指標，預期對兩個邊際影響為正。數(shù)據(jù)為前文測算所得。

進口國經(jīng)濟規(guī)模(GDP)，以現(xiàn)價美元計算的國內生產(chǎn)總值度量進口國的經(jīng)濟規(guī)模。一般進口國經(jīng)濟規(guī)模越大，市場潛力也越大，進口傾向越高，預期對兩個邊際影響為正。數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。

地理距離(DIST)，以中國與進口國之間通過人口數(shù)量加權的地理距離衡量。距離越遠貨物延誤、損耗風險越高，運輸成本也相應越高，預期對兩個邊際影響為負。數(shù)據(jù)來自CEPII網(wǎng)站。

進口國勞動生產(chǎn)率(OPW)，指每個工人一年內的平均產(chǎn)出，衡量進口國的生產(chǎn)力發(fā)展水平、勞動者的勞動熟練程度和科技發(fā)展水平等，生產(chǎn)率較高的國家能夠形成有效產(chǎn)品供給，生產(chǎn)出更有競爭力的產(chǎn)品，但國際貿易中中間品貿易發(fā)達，對兩個邊際的影響不確定。數(shù)據(jù)來自國際勞工組織網(wǎng)站。

需求相似性(SIM)，以中國與進口國人均GDP差的絕對值衡量。需求偏好相似理論認為，兩個國家的人均收入水平越接近，其國民需求結構就越相似，同樣因為中間品貿易發(fā)達，其對兩個邊際的影響也不確定。數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。

進口國人口(POP)，衡量進口國的市場規(guī)模、需求潛力以及需求的多樣性，預期對兩個邊際均有正向影響。數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。

進口開放度(OPEN)，指進口國每年進口額在生產(chǎn)總值中所占的比重，衡量進口國對進口產(chǎn)品的需求程度或對國外市場的開放程度。一國進口開放度越高，越傾向于進口國外產(chǎn)品，預期對兩個邊際影響為正。數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。

多邊阻力(MUL)，衡量進口國從除中國以外國家進口的貿易成本，一般而言進口國多邊阻力越大，越有利于中國對其出口。本文借鑒NOVY的做法計算各國多邊阻力

(2)

式中：xj是進口國國內銷售總額，由進口國GDP減總出口計算所得；yj和yj分別是進口國的GDP以及所有樣本國的GDP加總；tj為進口國的貿易自由度；σ借鑒NOVY的研究取值為8[28]。公式中各國出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿易數(shù)據(jù)庫，GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行，貿易自由度數(shù)據(jù)來自The Heritage Foundation網(wǎng)站。

虛擬變量包括進口國與中國是否有共同邊界(BORD)和使用共同語言(LANG)，進口國是否為內陸國家(LAND)以及是否與中國簽訂雙多邊貿易協(xié)定(FTA)。其中，進口國與中國有共同邊界、共同語言，進口國為內陸國記為1，否則為0；進口國與中國存在雙、多邊貿易協(xié)定時，協(xié)定生效當年及以后年份記為1(若第四季度生效第二年標記為1)，之前記為0。韓國等與中國既有雙邊協(xié)定，又有多邊協(xié)定的國家，以生效較早的協(xié)定年份為準。共同邊界、語言有利于降低運輸與溝通成本，簽訂FTA中往往也包含貿易便利化相關條款，預計對兩個邊際為正向影響，內陸國家面臨運輸不便問題，預計影響為負。地理信息來自CEPII網(wǎng)站，F(xiàn)TA數(shù)據(jù)來自中國自貿區(qū)網(wǎng)站與WTO網(wǎng)站。

(二)實證與結果分析

本文所使用的樣本數(shù)據(jù)為2007—2017年60個沿線國家的平衡面板數(shù)據(jù)。對面板數(shù)據(jù)而言，一般考慮使用混合效應(OLS)、固定效應(FE)與隨機效應(RE)3種模型進行估計。由于固定效應模型會剔除不隨時間變動的變量，而本文恰好包含許多此類變量，因此首先排除使用固定效應模型。但考慮可能存在個體效應，于是利用LSDV模型進行檢驗，結果顯示絕大多數(shù)個體虛擬變量并不顯著，說明本文加入的不隨時間變化的變量使得個體效應得到了很好的控制。所以，在模型估計之前，本文利用LM檢驗在混合效應與隨機效應模型之間做出選擇。經(jīng)過檢驗所有回歸模型均選擇隨機效應模型，在回歸中所有隨機效應模型均使用了聚類穩(wěn)健標準誤。另外，通過方差膨脹因子(VIF)檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量的VIF值均小于10，說明變量間不存在嚴重的多種共線性。

1.全樣本回歸

(1)貿易便利化綜合指標(TFI)。表2報告了貿易便利化綜合指標(TFI)的估計結果，為作參考，同時列出了混合效應(OLS)和固定效應(FE)模型的估計結果?？梢钥闯?，3個回歸模型均表明，沿線國家TFI水平的提高可以顯著促進中國對其出口兩個邊際的增長。從數(shù)值上看，沿線國家TFI水平的提高對擴展邊際的正向影響更大。這一結果與中國對沿線國家的出口擴展邊際呈現(xiàn)明顯增長的趨勢是一致的。就控制變量而言，進口國的經(jīng)濟規(guī)模(GDP)擴大，更加傾向于從國外進口商品(OPEN)以及與中國存在共同邊界(BORD)、使用相同語言(LANG)、簽署自由貿易協(xié)定(FTA)時，都顯著促進中國對沿線國家的出口集約邊際；其中，進口國經(jīng)濟規(guī)模(GDP)擴大和與中國簽署區(qū)域貿易協(xié)定(FTA)也同樣顯著促進中國出口擴展邊際(EM)，不同的是，地理距離(DIST)增加、與沿線國家的需求相似度(SIM)提高、進口國多邊阻力(MUL)增加僅對中國對沿線國家的出口擴展邊際有顯著促進作用。

(2)貿易便利化一級指標。表3報告了基于兩個貿易便利化一級指標(HARD和SOFT)的回歸結果。可以看出，無論是硬環(huán)境水平提高，還是軟環(huán)境改善，都顯著地促進了中國對沿線國家出口二元邊際的增長，說明無論硬環(huán)境還是軟環(huán)境，只要積極合作促進其不斷改善，都能帶來中國對沿線國家的出口增長。除此之外，表3顯示出了與貿易便利化綜合指標回歸結果一致的特點，即從數(shù)值上看，硬環(huán)境和軟環(huán)境改善對擴展邊際的影響程度遠大于相應的對集約邊際影響程度。另外，就對同一個出口邊際而言，硬環(huán)境改善對兩個出口邊際所產(chǎn)生的影響都小于軟環(huán)境，這表明沿線國家軟環(huán)境的改善對中國產(chǎn)品出口具有十分重要的促進作用，說明助力沿線國家軟環(huán)境便利化水平提升或與之在軟環(huán)境方面進行雙邊合作對促進中國產(chǎn)品出口意義重大。表3中控制變量的符號與顯著性與表2基本保持一致。

表2 貿易便利化綜合指標(TFI)對中國出口二元邊際的影響

表3 貿易便利化一級指標對中國出口二元邊際的影響

(3)貿易便利化二級指標。表4報告了基于7個貿易便利化二級指標的回歸結果。在集約邊際上，從指標的符號和顯著性上看，沿線國家運輸設施水平(TRAN)的符號為負，但不顯著，行政環(huán)境(ADM)雖然影響為正，同樣不顯著。除此之外，其他指標對中國對沿線國家出口集約邊際都有顯著正向影響。從指標系數(shù)大小上看，影響從大到小依次是海關效率(CUST)、信息技術(ICT)、法治環(huán)境(REGU)、物流服務(LOGI)和電子政務(EGOV)，反映了進口國海關通關放行等環(huán)節(jié)效率提高以及信息技術的廣泛運用能明顯促進中國對沿線國家出口集約邊際的增長，印證了《貿易便利化協(xié)定》中對各參與國在通關、信息透明等方面要求的必要性和科學性。在擴展邊際方面，從核心指標的符號和顯著性上看，沿線國家運輸設施水平(TRAN)和行政環(huán)境(ADM)影響仍然不顯著，但二者的符號均為正，其他核心指標的影響則顯著為正。從指標影響大小上看，排序與集約邊際結果相同。另外，就同一、二級指標而言，其對出口擴展邊際的影響幾乎都遠大于集約邊際，這與貿易便利化綜合指標(TFI)和一級指標表現(xiàn)出的特點一致。

2.分樣本回歸

(1)按收入水平劃分。沿線國家的經(jīng)濟發(fā)展水平與其當前的貿易便利化水平以及未來能夠用于貿易便利化改善的資金和技術條件密切相關。對中國而言，與不同經(jīng)濟發(fā)展水平的國家進行貿易便利化合作的政策選擇應具不同特點。本文按照世界銀行2020年最新的劃分結果(6)數(shù)據(jù)來源于https://documents.worldbank.org/en/publication/documents-reports/downloadstats?docid=408581467988942234。，對高收入、中高收入和中低收入國家進行分樣本回歸，表5—表9是樣本回歸的結果。

表4 貿易便利化二級指標對中國出口二元邊際的影響

首先，高收入國家貿易便利化綜合水平提高對中國的出口集約邊際增長具有顯著的促進作用。這是因為已出口產(chǎn)品企業(yè)具有熟悉出口市場、擁有通暢的分銷渠道等優(yōu)勢，且其原先出口產(chǎn)品已經(jīng)被市場所熟悉，加之貿易便利化促使貿易各個環(huán)節(jié)的成本逐步降低，產(chǎn)品競爭力進一步提高，出口自然出現(xiàn)增長。而新產(chǎn)品要進入高收入國家，一方面市場競爭激烈，另一方面出口種類增長空間相對較小，因此，進口國貿易便利化綜合水平提高對擴展邊際盡管存在正向影響，但影響并不顯著。另外，硬環(huán)境和軟環(huán)境的水平提高雖然都有利于中國兩個出口邊際的增長，但只有硬環(huán)境在10%的顯著性水平下顯著，并且對擴展邊際的影響更大。這可能因為高收入國家便利化水平穩(wěn)居高位，其硬環(huán)境改善出口促進更為直接，而軟環(huán)境提升可能意味著更加嚴格的進口規(guī)則限制。

其次，中高收入國家貿易便利化綜合水平提高對中國出口擴展邊際的正向影響顯著，對集約邊際的正向影響卻不顯著，這與高收入國家樣本的估計結果相反。出現(xiàn)這種差別的原因可能是，盡管中高收入國家從中國進口產(chǎn)品種類已經(jīng)較多，但隨著人均收入水平提高對新產(chǎn)品需求更強，除此之外，進口國便利化水平提高使得中國出口的新產(chǎn)品更容易進入該類型國家市場。另外，硬環(huán)境只對中國出口的擴展邊際正向影響顯著，而軟環(huán)境對兩個邊際都有顯著的正向影響，究其原因，中高收入國家軟環(huán)境長期普遍不如硬環(huán)境完善，但軟環(huán)境水平呈現(xiàn)出與硬環(huán)境水平接近的趨勢，在硬環(huán)境較完善的基礎上，軟環(huán)境的水平提高對兩個邊際都影響顯著，并且作用更大。

最后，中低收入國家貿易便利化綜合水平提高對中國兩個出口邊際都有顯著的正向影響，這與前兩個收入水平樣本國的估計結果都不同，可能是因為中低收入國家從中國進口的產(chǎn)品無論在價值和種類上都存在較大增長空間。另外，中低收入國家硬環(huán)境的改善對中國出口兩個邊際的影響都為正，但都不顯著，而軟環(huán)境水平提高則對兩個邊際有顯著的促進作用。究其原因，中低收入國家硬環(huán)境與軟環(huán)境水平都較低，其中軟環(huán)境水平相對更低，不完善和低效的法律和行政環(huán)境等對中國出口產(chǎn)生了嚴重不利影響，進而使得進口國硬環(huán)境完善沒能發(fā)揮應有的作用，而軟環(huán)境得以完善時則能顯著促進中國兩個出口邊際。

(2)按產(chǎn)品屬性劃分。中國對沿線國家出口的產(chǎn)品種類豐富，不同類型產(chǎn)品對貿易便利化各指標的反應敏感程度往往存在差異。因此，本文將HS 01-HS 24共24章劃為農(nóng)產(chǎn)品，其余各章均計入非農(nóng)產(chǎn)品，進行分樣本回歸。對農(nóng)產(chǎn)品而言，沿線國貿易便利化綜合水平提高對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的集約和擴展兩個邊際都有顯著的積極影響，并且擴展邊際系數(shù)遠大于集約邊際。另外，硬環(huán)境改善同樣顯著促進了中國農(nóng)產(chǎn)品出口的兩個邊際，而軟環(huán)境只對擴展邊際有顯著促進作用。從系數(shù)大小上看，硬環(huán)境對兩個邊際的影響均大于對應的軟環(huán)境。這是因為農(nóng)產(chǎn)品一般對出口時間具有較強的敏感性，海關效率、物流效率等硬環(huán)境的提升，使得出口效率大大提高，出口時間得以節(jié)約，往往有利于農(nóng)產(chǎn)品的出口增長。對非農(nóng)產(chǎn)品而言，所有核心指標都顯著促進了中國對沿線國家非農(nóng)產(chǎn)品出口的兩個邊際。對同一邊際而言，軟環(huán)境水平提高的促進作用均大于硬環(huán)境，這與技術壁壘等非關稅壁壘對非農(nóng)業(yè)產(chǎn)品影響更大有關。進口國的法制環(huán)境和行政環(huán)境更加公平和高效，電子政務水平更高，相關信息更加透明，往往有利于促進非農(nóng)產(chǎn)品的出口。

3.穩(wěn)定性檢驗

考慮貿易便利化與出口貿易可能存在雙向因果關系，本文將貿易便利化綜合指標和兩個一級指標都滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。表10報告了回歸結果：從貿易便利化的3個指標來看，在符號和顯著性上都與前文回歸結果保持完全一致，在系數(shù)上，多數(shù)結果都稍大于前文，說明貿易便利化水平提高到發(fā)揮更大作用存在一定時滯。另外，控制變量在符號、顯著性和系數(shù)上也基本與前文結果保持一致。因此，本文的估計結果是可靠的。

表5 高收入國家樣本的回歸

表6 中高收入國家樣本的回歸

表7 中低收入國家樣本的回歸

表8 農(nóng)產(chǎn)品樣本的回歸

表9 非農(nóng)產(chǎn)品樣本的回歸

四、結語

本文通過對2007—2017年“一帶一路”沿線60個國家貿易便利化水平和中國對其出口二元邊際的測算分析以及實證研究，得出以下主要結論：

第一，2007—2017年間，沿線各國貿易便利化水平總體呈上升趨勢，但多數(shù)國家仍處在貿易便利化的較低水平；高收入國家在軟、硬環(huán)境上都優(yōu)于較低收入國家，對兩類國家各自而言，其硬環(huán)境的便利性都優(yōu)于軟環(huán)境；在考察期內貿易便利化綜合水平提升最快國家的電子政務、信息技術和物流服務的便利化水平往往提高迅速。

第二，無論從產(chǎn)品價值還是種類角度看，2007—2017年中國對主要出口伙伴的出口集約邊際都占絕對主導地位，擴展邊際的占比非常有限。但對于出口較少的貿易伙伴而言，出口擴展邊際相對更重要，在產(chǎn)品種類分解下甚至起決定作用。

第三，貿易便利化各級指標幾乎都顯著促進了中國出口兩個邊際的增長，且這些貿易便利化指標對出口擴展邊際的影響程度更大。此外，分樣本回歸結果表明，貿易便利化綜合指標和一級指標對不同收入國家的影響存在明顯差異；對于農(nóng)產(chǎn)品和非農(nóng)產(chǎn)品來說，僅軟環(huán)境對農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際正向影響不顯著，其余結果均為顯著正向影響。借助貿易便利化綜合及一級指標的滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗表明本文的結果是可靠的。

表10 基于貿易便利化指標滯后一期的穩(wěn)定性檢驗

基于本文的分析與結論有如下啟示：

第一，中國與沿線國家的貿易便利化合作要“硬軟兼顧”。應就運輸設施、信息技術等提升難度相對較小的硬環(huán)境方面優(yōu)先展開合作，以良好的貿易便利化提升效果提振合作信心，同時，著力推進電子政務等軟環(huán)境方面的改善，以便發(fā)揮硬環(huán)境應有的“催化劑”作用。此外，考慮到貿易便利化的貿易擴大效應對沿線國家的所有貿易伙伴“一視同仁”，在軟環(huán)境方面與沿線國家加深合作使中國企業(yè)獲得獨特競爭優(yōu)勢顯得十分必要。

第二，沿線國家貿易便利化水平提高后進入該國的產(chǎn)品和企業(yè)必然增多，其市場競爭將更趨激烈，因此，在沿線國家貿易便利化水平提升階段，國內企業(yè)應注重調整產(chǎn)品結構占領高收入國家市場，利用新產(chǎn)品的差異化優(yōu)勢打入中高收入國家市場，最后通過貿易便利化合作開拓中低收入國家市場。

第三，發(fā)揮區(qū)域貿易協(xié)定的重要促進作用。貿易便利化措施往往是區(qū)域貿易協(xié)定的重要組成部分[29]，區(qū)域貿易協(xié)定因此在促進貿易增長上作用突出。以RCEP為例，其所包含的逐步實現(xiàn)零關稅、采用原產(chǎn)地累計規(guī)則等都直接體現(xiàn)了貿易便利化的內容。據(jù)海關統(tǒng)計，2021年中國與RCEP其他成員國間的貿易額增長了18.1%，單從出口看，增長了16.8%。這與RCEP中貿易便利化政策的落地離不開關系，本文實證同樣說明了FTA對貿易增長的促進作用。因此，對于中國與沿線國家已簽署的FTA，一方面要有落地措施，發(fā)揮其應有的促進貿易增長的作用，另一方面對協(xié)議要適時升級，加入更高標準的內容。同時，還要積極尋求與條件成熟的沿線國家簽署雙多邊的區(qū)域貿易協(xié)定。