中圖分類號:F740 文獻標(biāo)識碼:A
基于隨機前沿引力模型
1966年,美國經(jīng)濟學(xué)家H.Greenfield在研究服務(wù)業(yè)分類時,提出了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)(ProducerServices)的概念。目前,中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻率較低,勞動密集型服務(wù)業(yè)占比高,參與垂直國際化分工的水平較低,部分學(xué)者認為發(fā)展中國生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易可以轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式、獲得國外優(yōu)勢資源、助推中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[]。本文在總結(jié)中國對OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易概況的基礎(chǔ)上,分析了影響其貿(mào)易效率的因素,測算了對不同國家的貿(mào)易潛力,并提出了相關(guān)建議。
1中國與OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易概況
近年來,中國與OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易總額總體呈上升趨勢。2023年,中國從OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進口額為93486.1億美元,向OECD國家的出口額為98704.7億美元。自2007年起,中國對OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易出口額始終大于進口額,且貿(mào)易順差具有顯著的增長趨勢。2009年至2023年,在全球產(chǎn)業(yè)鏈對服務(wù)貿(mào)易的需求量增加的背景下,中國對OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的年平均增速達7 . 0 1 % ,超出貨物貿(mào)易規(guī)模年平均增速 2 . 7 7 % ,增長速度較快,如圖1所示。
2模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源
2.1 理論模型
隨機前沿引力模型由經(jīng)濟學(xué)家JamesE.Anderson和EricvanWincoop提出,并應(yīng)用到國際貿(mào)易研究中[2]。
式(2)是由式(1)兩邊取對數(shù)得到的。其中, 表示t時期i國與j國的貿(mào)易額;
表示由自然條件和資源分布所決定的影響經(jīng)濟活動的因素。 β 為估計參數(shù)向量,即回歸系數(shù)的估計值所構(gòu)成的向量;
為貿(mào)易非效率項;
作為隨機誤差項。
本文采用BatteseCoelli(1995)提出的一步法構(gòu)建隨機前沿引力模型,降低了兩步法可能帶來的估計誤差和計算復(fù)雜性,也避免了非效率模型的自變量與引力模型自變量之間存在相關(guān)性[]。
使用式(3)可同時進行引力模型回歸和非效率模型回歸。
2.2 隨機前沿引力模型
本文構(gòu)建具有時變特性的隨機前沿引力模型,即式(4),用于測算中國對OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的貿(mào)易效率。
其中, 表示中國對j國在t時期的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進出口總額;
為待估計項;
和
為t時期中國和j國的人均GDP;
和
分別表示t時期中國和j國的總?cè)丝跀?shù)量;
代表中國與j國首都之間的直線距離。
2.3貿(mào)易非效率模型
為探究中國與OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易非效率的影響因素,在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上[4,構(gòu)建貿(mào)易非效率模型如下:
其中, 表示中國在t年與OECD國家的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易非效率;
為待估計參數(shù);
表示j國當(dāng)年簡單平均關(guān)稅;
表示貿(mào)易依存度,為j國當(dāng)年貨物貿(mào)易占GDP的比重;
為j國t時期政治穩(wěn)定性指數(shù)[5];
為j國t時期腐敗控制指數(shù)。
作為控制變量,代表ij兩國t時期貨物貿(mào)易總量。
3 實證結(jié)果與分析
3.1時變隨機前沿引力模型分析結(jié)果
在進行回歸之前,采用極大似然法進行兩項檢驗[。分別設(shè)定原假設(shè) : μ=0 ,貿(mào)易非效率不存在,
μ ≠ 0 ,貿(mào)易非效率存在;
: n= 0 ,貿(mào)易非效率不隨時間變化,
:
,貿(mào)易非效率隨時間變化。
由表1可知,假設(shè)檢驗結(jié)果 μ=0 在 1 % 的水平上被拒絕,說明中國對OECD 國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易存在非效率項; η = 0 貿(mào)易非效率不隨時間變化在 1 % 的顯著水平上被拒絕。檢驗表示研究該問題使用隨機前沿引力模型更恰當(dāng)。
在確定函數(shù)模型形式后,針對中國與OECD國家2007—2023年生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)進行回歸分析,如表2所示。
第一,模型中 和
系數(shù)為負,說明中國人均GDP實現(xiàn)增長或人口增長時,國內(nèi)經(jīng)濟會越繁榮,產(chǎn)業(yè)內(nèi)需也會提升,而這對中國生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易具有負向影響。
第二,模型中
系數(shù)為正,說明OECD國家經(jīng)濟實力的增強或人口增長會增加生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的進出□量。
第三,模型中 系為負,說明地理距離可能會提升貿(mào)易成本,對生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易具有不利影響。
第四,模型中γ值為0.717,說明實際貿(mào)易量與貿(mào)易潛力之間存在差值,貿(mào)易額有提升的空間;η值為正,說明非效率項的影響在隨時間逐漸減弱。
3.2非效率模型估計結(jié)果
通過對隨機前沿引力模型的分析可知,中國與OECD國家之間的貿(mào)易額與貿(mào)易潛力普遍存在差距,存在顯著的非效率情況,如表3所示。
下面將具體分析影響貿(mào)易非效率的各種非效率因素:
第一,簡單平均關(guān)稅 在 1 % 水平上與中國對OECD國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易非效率項正相關(guān)。這說明高關(guān)稅使貿(mào)易成本攀升,不僅削弱了企業(yè)拓展海外市場的動力,還容易引發(fā)貿(mào)易伙伴的對等反制措施。
第二,貿(mào)易依存度 能夠在 1 % 的顯著水平下使非效率程度減少,國家與全球市場的融合程度越深,對接國際通行規(guī)則就越積極,有利于促進生產(chǎn)性服務(wù)的海外發(fā)展。
第三,政治穩(wěn)定性 在 1 % 的水平下對中國生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易非效率具有負向影響。當(dāng)進口國具備較高的政治穩(wěn)定性時,企業(yè)面臨的宏觀政策變動風(fēng)險、資產(chǎn)受損風(fēng)險或合作中斷風(fēng)險都會降低,更易于企業(yè)投入資源布局長期業(yè)務(wù)。
第四,腐敗控制指數(shù)( 在 5 % 的顯著性水平下對服務(wù)貿(mào)易非效率項有正向影響,低腐敗環(huán)境更難獲得非法通關(guān)便利,使貿(mào)易效率降低。
3.3 貿(mào)易潛力測算
貿(mào)易潛力是指在排除非效率因素后,兩國能達到的最大貿(mào)易額[7]。本文使用2007年至2023年中國對OECD國家存在貿(mào)易非效率因素時的平均貿(mào)易額,與消除非效率項影響后的平均貿(mào)易額相除,得到平均貿(mào)易效率[8]。當(dāng)兩國不存在任何貿(mào)易非效率時,貿(mào)易效率等于1。由表4可知,在生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易方面,中國對英國、澳大利亞、土耳其等國有較大的貿(mào)易潛力。
4研究結(jié)論與對策建議
綜上所述,OECD國家的人均GDP、總?cè)丝诰鶎ιa(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易具有正向促進作用,中國的人均GDP、中國總?cè)丝?、國家間的距離對生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易具有負面作用。OECD國家的貿(mào)易依存度、政治穩(wěn)定性可以提高生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易效率;關(guān)稅水平、腐敗控制指數(shù)會降低生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易效率,目前中國對英國、澳大利亞、土耳其等國貿(mào)易潛力較大。
為改善生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易條件,本文針對貿(mào)易雙方提出如下建議:第一,優(yōu)化國際分工,推動關(guān)稅合理下調(diào)。各國應(yīng)依據(jù)自身資源優(yōu)勢融入全球產(chǎn)業(yè)鏈,促使生產(chǎn)要素依照效率原則實現(xiàn)全球范圍內(nèi)的流動。第二,推進數(shù)字化政務(wù)服務(wù)平臺建設(shè),促進政企民三方互動,及時了解并處理企業(yè)和民眾遇到的難題,發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用。第三,放寬生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易限制,滿足合理的交易需求,打擊利用腐敗手段謀取的通關(guān)便利,推動多邊反腐公約的落實。
參考文獻:
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作者簡介:王訓(xùn)浩(2000一),男,漢族,山東日照人,碩士研究生,研究方向為國際經(jīng)濟理論與政策。