周琛影 董天琪

（東華大學管理學院，上海 200051）

一、引 言

中國經濟處于轉型的關鍵時期，要實現高速增長向高質量發(fā)展的轉變，提升出口質量是一個重要途徑。雖然全球新冠疫情下，2020年中國經濟逆勢增長，據IMF數據，增長率為2.3%，是全球主要經濟體中唯一正增長的國家。但新冠疫情對全球化的打擊、中美關系依舊敏感的調整期，都預示著未來幾年我國出口環(huán)境處于錯綜復雜的不確定性中。出口環(huán)境對貿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品質量產生影響？如有，影響是正向還是負向？這種影響機制如何產生的？這些問題對于中國應對本輪新冠疫情帶來的全球化危機，將挑戰(zhàn)轉變?yōu)闄C遇，倒逼出口產品質量升級，進而引發(fā)國內生產制造及服務質量提升的連動效應，有重大意義。本文選取貿易便利化水平視角，厘清其對出口產品質量的影響機制，并進行相關指數測算和實證分析，以期為中國在嚴峻的外部環(huán)境下繼續(xù)提升出口產品質量提供方向性建議。與本文相關的文獻有：

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

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

在研究對象上，國內學者主要論證貿易便利化對不同區(qū)域貿易流量的影響。之后，議題逐漸擴展至貿易便利化對生產規(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），對出口產品技術復雜度的影響（殷寶慶等，2016）等等。

二是出口產品質量研究。目前文獻集中于測試與影響因素的探究。在出口產品質量的測度上，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。在此基礎上，學者們對出口產品質量影響因素的研究可歸結為三類，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。三是貿易環(huán)境，如關稅、政府補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。

三是專門研究貿易便利化對出口產品質量影響。此類文獻很少，楊逢珉和程凱（2019）認為貿易便利化對出口產品質量的影響整體表現為抑制作用，這種抑制作用隨著進口國收入水平的降低而減弱，最終呈現為促進作用。羅勇等（2020）以我國制造業(yè)為例，也得到類似結論。本文的邊際貢獻是，繼續(xù)挖掘二者聯系，并試圖進一步揭示其非線性特征，并關注如下問題：目前貿易便利化對我國出口產品質量是否存在門檻效應？若存在，門檻變量是什么？在不同的門檻區(qū)間值內，貿易便利化對我國出口產品質量的影響是否存在異質性特征？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年的跨國面板數據，構建面板門檻模型，分析各出口目的國人均收入對我國出口產品質量的門檻效應。

二、作用機理與理論假設

（一）作用機理分析

理論上說，貿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決策，最終形成促進或抑制兩種不同的作用，對我國出口產品質量產生影響。具體的作用機理如圖1所示：

圖1 貿易便利化影響我國出口產品質量的作用機理

1. 成本途徑

貿易便利化程度提升參直接降低貿易成本。包括口岸設施完善、海關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“質量競爭策略”，即貿易成本下降提升出口廠商的經濟利潤，有助于廠商加大研發(fā)和人力資本投入，改善生產工藝，通過生產并出口差異化產品來滿足中高收入市場對產品質量的需求，擴大市場占有率，提高經濟利潤，形成良性循環(huán)。加上貿易壁壘的削弱為出口廠商進口高質量的中間品提供了便利，節(jié)約了生產成本，在此基礎上，生產的出口產品質量也更高。二是“價格競爭策略”，即部分出口廠商,因其研發(fā)水平不高，質量升級動力不強,為了獲得出口競爭力，采取低價競爭策略，放棄提升產品質量，此時貿易成本的下降增加了部分低質量產品的出口概率?？傮w來看，出口目的國貿易便利化水平的提升，對我國出口產品質量的影響取決于這兩種市場競爭策略的影響孰強孰弱。

2. 市場規(guī)模途徑

出口目的國貿易便利化水平的提升,降低了出口目的國市場的進入門檻，出口產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品質量的內在動力，產生正向的“激勵效應”。同時，市場擴大也加速了生產和管理等一系列先進理念的流入，產生“技術溢出效應”，對出口產品的質量提升起到重要作用。另一方面，市場擴大，一些低效廠商得以生存，但缺少提升產品質量的動力，而是降低質量以換取成本節(jié)約，采取低價競爭的模式，體現出“氣餒效應”。同樣，對我國出口產品質量的影響取決于這兩個方向的影響的凈效應。

綜上，兩種途徑對我國出口產品質量產生影響，或正向或負向，整體影響的方向和強弱無法確定，需要通過實證模型進一步檢驗。

（二）理論假設

貿易便利化水平提升,可直接降低出口貿易成本，出口目的國進口產品的需求增加。一般說來，收入水平提高，對產品品質的要求也越高，疊加貿易便利化本身對出口產品質量的直接影響，其最終影響是非線性的。具體說來，當出口目的國人均收入較低時，對中、低質量產品需求較為旺盛。貿易便利化水平提升，追求“價格競爭策略”的廠商超過“質量競爭策略”的采納者，同時“氣餒效應”超過“激勵效應”與“技術溢出效應”，出口產品質量從總體來看是下滑的。而當出口目的國人均收入較高時，對中、高質量產品需求較為旺盛。此時，更多廠商追求質量競爭，且“激勵效應”與“技術溢出效應”更勝一籌，最終出口產品質量提高。因此，貿易便利化對我國出口產品質量的影響受到出口目的國人均收入的調節(jié)作用表現出非線性的特點，具體的影響方向和程度需要進一步實證檢驗。

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

三、研究設計

（一）變量選取和數據來源

1. 解釋變量

出口產品質量指出口產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?；谠摱x且考慮到數據的可獲得性，文本借鑒李坤望和王有鑫（2013）提出的單位價值法，即用每單位出口產品的價值來衡量我國出口產品質量。由于不同產品的出口貢獻有差異，因此，采用加權平均方法，給每種產品賦予能與其出口份額匹配的權重，避免簡單平均估計結果的偏差。測算公式如下：

其中qualityit表示我國t年出口至i國的出口產品質量，valueijt表示t年我國向i國出口j產品的出口額，quantityijt表示t年我國向i國出口j產品出口量，兩者相除測算t年我國向i國出口j產品平均單位出口價值，再乘以j產品出口額占我國向i國主要出口產品的出口總額的比重，求得j產品的加權單位出口價值，然后將其匯總至國家層面，求出t年我國向i國出口產品的整體質量指數。相關數據主要來源于法國CEPII的BACI數據庫2該數據庫根據UN COMTRADE數據庫整理出HS6分位產品的進出口價值量和統(tǒng)一單位（噸）的數量。由此可以直接測算HS6分位產品的進出口單位價值（已經剔除運輸和保險等貿易成本）。，數據結構包括HS07的6位產品編碼、出口目的國、出口金額和出口數量等。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

本文采用貿易便利化綜合指數衡量我國各出口目的國的貿易便利化程度。tfit表示t時期i國的貿易便利化綜合指數。本文參考 Wilson et al.（2003）構建貿易便利化體系的框架，結合當前金融、技術重要性日益突出的現狀，采用基礎設施、電子商務、規(guī)制環(huán)境、海關環(huán)境及金融服務這4個一級指標，具體細分為12個二級指標，所有數據均來自歷年世界經濟論壇發(fā)布的《全球競爭力報告》。具體的指標體系如表1所示：

表1 貿易便利化指標體系

關于數據缺失的處理，參照慣例，沿用前一年的數據。為保證數據的一致性和可比性，對選取指標進行標準化處理。參考謝娟娟和岳靜（2011）的方法采用算術平均法確定相關指標權重，即賦予每個二級指標相等的權重，計算出貿易便利化綜合評價指數，該值越大,阻礙貿易往來的因素越少,兩國的貿易越通暢。

3. 門檻變量

如前分析，貿易便利化對我國出口產品質量的作用可能受到出口目的國經濟發(fā)展水平的影響，因此本文將出口目的國的人均GDP設為門檻變量衡量該國的經濟發(fā)展水平。該變量的數據來源于世界銀行。

4. 其他控制變量

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

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

出口目的國貿易條件如惡化，在勞動生產率不變的情況下，則該國出口價格指數降低或進口價格指數升高，則我國出口廠商出口價格上升，盈利能力提高，有利于我國出口產品質量升級，因此預計該指標對我國出口產品質量產生負向作用?？捎迷搰隹谂c進口的交換比價表示。

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

出口目的國市場規(guī)模越大，如前所述，可能產生正向或者負向影響，因此預期符號不確定。借鑒樊秀峰（2017）的方法進行測度，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，越不利于貿易活動的開展，將增加我國出口廠商隱性貿易成本，不利于我國出口產品質量的提升，因此預期符號為負向。該指標可用該國的犯罪率指數來表示。

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）模型設定、數據處理和描述性統(tǒng)計

1. 線性模型設定

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

其中，tfit表示t年i國的貿易便利化綜合指數，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。模型中的變量均進行對數處理。

2.門檻模型設定

考慮到出口目的國貿易便利化水平在該國經濟發(fā)展水平的影響下，對我國出口產品質量產生非線性作用，因此構建非線性模型。

基于Hansen（1999）的門檻回歸模型，在假設存在門檻效應的基礎上，本文構建以出口目的國經濟發(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，則進一步驗證是否存在第二個門檻。門檻值確定以后進行顯著性檢驗，得出相應的置信區(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，因此對各個面板數據序列做單位根檢驗。本文使用短面板數據，選擇IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗兩種方法，結果如表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年跨國面板數據作為樣本，為平衡面板數據，先用F檢驗排除混合估計模型。在固定效應和隨機效應模型的選擇中，通過Hausman檢驗，Prob＞chi2=0.000，拒絕原假設，因而選擇固定效應模型進行回歸。

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.基準回歸結果與分析

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

表5 樣本總體回歸結果

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

列（1）控制了所有解釋變量，出口目的國貿易便利化指數的系數為負但不顯著。當列（2）加入平方項后，系數顯著為負同時平方項系數顯著為正，說明出口目的國貿易便利化指數對我國出口產品質量具有顯著的非線性影響。可大致判斷：隨著出口目的國貿易便利化水平的提高，我國出口產品質量先降后升。列（3）、（4）、（5）分別加入貿易便利化與人均GDP、GINI指數、市場規(guī)模指數這三個變量的交互項，回歸結果顯示只有列（3）的調節(jié)作用通過檢驗，說明貿易便利化對我國出口產品質量的非線性影響受到出口目的國人均GDP的調節(jié)作用，表現出U型特征。

2. 分組回歸結果與分析

為了考察當出口目的國經濟發(fā)展水平差異情況下貿易便利化對我國出口產品質量是否依然產生顯著的非線性影響，本文在全樣本回歸的基礎上，按照按世界銀行2018的標準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，進行回歸。具體結果見表6。

表6 按出口目的國人均GDP水平分組回歸結果

表6的回歸結果表明，當加入貿易便利化指數的平方項以后，貿易便利化指數的系數在10%的顯著性水平上顯著為負，同時平方項系數在5%的顯著性水平上顯著為正。進一步證實出口目的國貿易便利化指數對我國出口產品質量具有非線性影響，表現出U型特征。下面，本文將出口目的國人均GDP作為門檻變量構建面板門檻模型，繼續(xù)探究出口目的國貿易便利化與我國出口產品質量之間的非線性關系。

3. 門檻效應檢驗及門檻模型回歸

首先使用“Bootstrap”法得出的P值確定相應門檻值及門檻個數，設置 Bootstrap 次數為300，依次進行單一門檻、雙重門檻檢驗。

2013年WTO通過《貿易便利化協定》（后文通稱為《協定》），進一步為全球貿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進行檢驗。

表7的回歸結果表明，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，因此對該組樣本構建單門檻模型進行分析。同時為避免《協定》實施的滯后效應帶來的數據偏差，第二組檢驗使用2014—2018年數據。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，因此對該組樣本構建雙重門檻模型進行分析。

表7 門檻效應檢驗

表8的回歸結果表明，在2008—2012年組中，當出口目的國的人均GDP低于1742美元時，其貿易便利化水平的提升對我國的出口產品質量產生較為顯著的抑制作用，具體表現為當其余變量保持不變時，貿易便利化水平提升1%，我國出口產品質量水平降低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，當出口目的國的人均GDP低于1464美元時，貿易便利化水平的提升對我國的出口產品質量仍然產生顯著的抑制作用，為-2.07%；當人均GDP處于1464至2941美元之間時，出口目的國的貿易便利化水平對我國出口產品質量幾乎不產生抑制作用；當人均GDP跨越2941美元的門檻值后，出口目的國的貿易便利化水平對我國出口產品質量產生顯著的促進作用，具體表現為其貿易便利化水平提升1%，我國出口產品質量水平提升2.92%。該結果，特別是2014—2018年數據的結果，完全印證了之前U型特征的假設。

表8 門檻模型回歸結果

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的數據。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個國家貿易便利化水平提高極大抑制我國出口產品質量升級；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個國家貿易便利化水平的提高將較好促進我國出口產品質量升級。

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. 內生性問題及穩(wěn)健性說明

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

表11 內生性檢驗

工具變量法的回歸結果顯示，貿易便利化指數的回歸系數在5%的顯著性水平上顯著為負，其平方項的回歸系數在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，說明考慮了內生性問題后的回歸結果與基準回歸結果一致，出口目的國的貿易便利化對我國出口產品質量產生顯著的非線性影響，呈現出U型特征。上述工具變量法的回歸結果驗證了本文結論的穩(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、結論與建議

目前國際關系風云變幻，反全球化勢力上漲，貿易便利化水平會出現波動。由此關注貿易便利化對我國出口產品質量提升的影響是一個重要議題。本文主要結論如下：

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

其次，上述非線性影響受到出口目的國人均GDP的調節(jié)作用，產生門檻效應。具體影響根據出口目的國人均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易便利化水平的提高極大地抑制了我國出口產品質量升級；2013年以后，人均GDP高于2941美元門檻的出口目的國貿易便利化水平的提高將較好促進我國出口產品質量升級。目前我國的主要出口目的國中，絕大多數國家的人均GDP已跨越2941美元的門檻值，其貿易便利化水平提升將促進我國出口產品質量提升。

建議如下：一是繼續(xù)加大對中、高收入國家的出口，增加高技術產品的出口。2020年國際局勢變幻莫測，政府應該在不傷害原則的前提下積極建立、加強雙邊合作交流與經貿聯系。二是繼續(xù)推進“一帶一路”建設，構建良好的營商環(huán)境，同時加大國內自貿區(qū)興建，切實提升貿易便利化水平。三是在貿易便利化水平出現倒退時，政府引導出口廠商選取“質量競爭策略”，利用“技術外溢效應”及“激勵效應”，促進技術創(chuàng)新與升級，提升產品質量，以應對嚴峻的外貿出口形勢。