田 曦，王 君

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南京 210095 )

一、引言

以貿(mào)易商為代表的貿(mào)易中介作為國際貿(mào)易買賣雙方之間的“中間人”，其存在不僅豐富了企業(yè)的出口模式選擇，而且在一國對外貿(mào)易中也發(fā)揮著重要作用，這一結(jié)論得到了諸多研究的證實(shí)(Blum et al，2010；Ahn et al，2011；Felbermayr et al，2011；Crozet et al，2013；Abel-Koch，2013；杜群陽 等，2015；Akerman，2018； Dasgupta et al，2018；劉慧 等，2018)[1-9]。在2004年之前，由于中國限制對外貿(mào)易自主經(jīng)營權(quán)，貿(mào)易中介對于中國出口的重要性更是不言而喻；盡管2004年起中國全面放開對外貿(mào)易自主經(jīng)營權(quán)，但由于企業(yè)的出口行為內(nèi)生地取決于自身的生產(chǎn)效率，貿(mào)易中介的存在仍為生產(chǎn)效率較低的企業(yè)進(jìn)入國際市場提供了更多可能。同時，貿(mào)易中介具有范圍經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，可以利用其完善的分銷網(wǎng)絡(luò)及信息優(yōu)勢，幫助本國企業(yè)的產(chǎn)品進(jìn)入國外市場(Abel-Koch，2013；Weerachart et al，2014；彭羽 等，2016；Akerman，2018；鄭小碧，2019)[5][7][10-12]。

進(jìn)入21世紀(jì)以來，以關(guān)稅為代表的傳統(tǒng)貿(mào)易壁壘大幅削減。根據(jù)世界銀行的相關(guān)統(tǒng)計，世界加權(quán)平均關(guān)稅總水平由1996年的33.96%下降到2010年的2.69%，降幅高達(dá)92.08%，進(jìn)一步利用關(guān)稅削減措施促使全球貿(mào)易擴(kuò)張的動力不足。在此背景下，世界貿(mào)易組織(WTO)于2014年11月通過《貿(mào)易便利化協(xié)定》，提出包括口岸效率、海關(guān)環(huán)境、規(guī)制環(huán)境等方面的貿(mào)易便利化措施，并給予發(fā)展中國家成員和最不發(fā)達(dá)國家成員特殊和差別待遇條款。此后，貿(mào)易便利化引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注。大量研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化顯著降低了國際貿(mào)易成本，并有效促進(jìn)了各國尤其是發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長和社會福利增加(Wilson et al，2003；佟家棟 等，2014；譚晶榮 等，2016)[13-15]。針對中國的經(jīng)驗研究也發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化有利于中國企業(yè)全球價值鏈地位、進(jìn)口中間品質(zhì)量以及國際競爭力等的提高(劉斌 等，2019；程凱 等，2020；段文奇 等，2021；黎新伍 等，2021)[16-19]。

目前，關(guān)于貿(mào)易便利化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，現(xiàn)有研究大多聚焦于宏觀層面考察其對一國或地區(qū)的貿(mào)易流量、貿(mào)易利得的影響(曾錚 等，2008；孫林 等，2013；李豫新 等，2013)[20-22]，或者研究貿(mào)易便利化對企業(yè)出口深度、出口產(chǎn)品質(zhì)量、生產(chǎn)效率等微觀特征的影響(Dennis et al，2011；Kugler et al，2012；Feenstra et al，2014； Fontagne et al，2020；李波 等，2018；楊逢眠 等，2019)[23-28]，而對于貿(mào)易便利化對國際貿(mào)易中介的影響關(guān)注不夠。同時，隨著國內(nèi)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的持續(xù)推進(jìn)和對外經(jīng)貿(mào)關(guān)系的不斷改善，“出口脫媒”現(xiàn)象日益凸顯(綦建紅 等，2017)[29]，貿(mào)易中介的可持續(xù)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)。有鑒于此，本文著眼于目的地貿(mào)易便利化與出口國產(chǎn)品間接出口的關(guān)系，考察目的地貿(mào)易便利化對出口貿(mào)易中介作用的影響，并以中國的產(chǎn)品出口為研究樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗。本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于：一是探究目的地貿(mào)易便利化對出口貿(mào)易中介作用的弱化效應(yīng)及其目的地異質(zhì)性和出口產(chǎn)品異質(zhì)性，拓展關(guān)于貿(mào)易便利化經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究視角，并為相關(guān)研究提供理論參考和方法借鑒；二是以中國的出口產(chǎn)品為研究樣本，實(shí)證檢驗?zāi)康牡刭Q(mào)易便利化水平提高對中國產(chǎn)品間接出口占比的影響及其在目的地維度和出口產(chǎn)品維度的異質(zhì)性，進(jìn)而有助于提高對出口貿(mào)易中介作用的認(rèn)識，并為在加快構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局中貿(mào)易中介的轉(zhuǎn)型升級提供經(jīng)驗依據(jù)和路徑指引。

二、理論分析與研究假說

1.目的地貿(mào)易便利化對出口貿(mào)易中介作用的影響

以Melitz(2003)為代表的新新貿(mào)易理論認(rèn)為企業(yè)的出口決策行為主要取決于兩類因素：企業(yè)進(jìn)入國際市場的固定成本和企業(yè)面臨的可變成本[30]。Felbermayr和Jung (2008)、Blum等(2009)以及Ahn 等(2011)通過將貿(mào)易中介引入企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型構(gòu)建企業(yè)貿(mào)易模式的生產(chǎn)效率排序模型，認(rèn)為生產(chǎn)效率較高的企業(yè)直接出口，生產(chǎn)效率居中的企業(yè)依賴具有專業(yè)優(yōu)勢的貿(mào)易中介進(jìn)行間接出口，生產(chǎn)效率較低的企業(yè)不出口[2][31-32]。Milner等(2008)的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化改革的一系列措施可以有效降低企業(yè)的出口成本，尤其是減少貨物分配所需要的時間成本和費(fèi)用[33]。段文奇和劉晨陽(2020)指出，貿(mào)易便利化可以有效降低出口企業(yè)進(jìn)入國際市場的一次性沉沒成本、固定成本和可變成本[34]。出口目的地的貿(mào)易便利化，降低了其產(chǎn)品進(jìn)口的交易成本，也就是降低了國外企業(yè)對其出口產(chǎn)品的門檻，會使一些原本無法承擔(dān)高昂出口成本的企業(yè)(生產(chǎn)效率較低的企業(yè))從中獲益。當(dāng)目的地貿(mào)易便利化水平提高時，出口企業(yè)面臨的出口成本相對降低，即企業(yè)出口的生產(chǎn)效率門檻降低，這會使得部分原本依賴貿(mào)易中介間接出口的企業(yè)轉(zhuǎn)向直接出口，從而降低貿(mào)易中介在產(chǎn)品出口擴(kuò)張中的作用。

基于上述分析，本文提出研究假說H1：目的地貿(mào)易便利化水平的提高會降低貿(mào)易中介在出口國產(chǎn)品出口中的作用，使出口國對其出口產(chǎn)品中的間接出口產(chǎn)品占比下降。

2.不同類型目的地貿(mào)易便利化影響出口貿(mào)易中介作用的異質(zhì)性

由于世界各國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和水平上存在顯著差異，不同的國家和地區(qū)的貿(mào)易便利化水平也存在明顯差異，因而對于不同的出口目的地，出口國產(chǎn)品出口中貿(mào)易中介發(fā)揮的作用大小是不同的。對于貿(mào)易便利化水平較低的出口目的地，出口國產(chǎn)品出口的交易成本較高，企業(yè)直接出口產(chǎn)品的門檻也較高，則貿(mào)易中介能夠發(fā)揮更大的作用，產(chǎn)品間接出口的比重也相應(yīng)地較大。本文認(rèn)為，制度改進(jìn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)通常具有遞減趨勢，出口目的地的貿(mào)易便利化改革對出口國出口產(chǎn)品中貿(mào)易中介作用的弱化也具有遞減趨勢。當(dāng)出口目的地的貿(mào)易便利化水平很低時，出口國對其產(chǎn)品出口的交易成本很高，出口目的地在貿(mào)易便利化方面的改進(jìn)可以顯著地降低出口交易成本，進(jìn)而顯著降低貿(mào)易中介的作用，使間接出口產(chǎn)品的占比明顯下降。而當(dāng)出口目的地的貿(mào)易便利化水平較高時，出口國對其產(chǎn)品出口的交易成本本來就較低，出口目的地的進(jìn)一步貿(mào)易便利化帶來的出口交易成本減少可能并不明顯，因而對貿(mào)易中介作用的影響較弱，出口國對其間接出口產(chǎn)品的占比下降也較少。一般來講，國民收入水平和發(fā)展水平較低的國家和地區(qū)，貿(mào)易便利化水平也較低。同時，在同一出口目的地，進(jìn)口來自不同國家的產(chǎn)品的交易成本也是不一樣的。比如，對于兩個簽有自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)的國家或地區(qū)而言，彼此的市場進(jìn)入成本往往較低(錢學(xué)鋒 等，2010)[35]，而在未簽訂FTA的國家或地區(qū)之間的貿(mào)易成本往往較高(1)本文的樣本分析也發(fā)現(xiàn)，中國與未簽訂FTA國家的雙邊貿(mào)易成本比與已簽訂FTA國家的大約高出6.24%。。因此，對于產(chǎn)品出口國來講，相比與其貿(mào)易關(guān)系密切(如簽訂了FTA)的出口目的地，與貿(mào)易關(guān)系不密切(如未簽訂FTA)的出口目的地的貿(mào)易便利化水平較低，因而貿(mào)易中介在對貿(mào)易關(guān)系不密切目的地的產(chǎn)品出口中發(fā)揮的作用較大，進(jìn)而貿(mào)易關(guān)系不密切目的地貿(mào)易便利化水平的提高對貿(mào)易中介作用的影響也較大。

基于上述分析，本文提出研究假說H2：相對來講，當(dāng)出口目的地的貿(mào)易便利化水平、收入水平、發(fā)展水平較低或與出口國的貿(mào)易關(guān)系相對不密切(未與出口國簽訂FTA)時，貿(mào)易中介在出口國產(chǎn)品出口中的作用更大(通過貿(mào)易中介間接出口的產(chǎn)品比例較高)，但其貿(mào)易便利化水平提高帶來的貿(mào)易中介作用降低也更為顯著(對間接出口產(chǎn)品占比的負(fù)向影響較大)。

3.目的地貿(mào)易便利化對不同種類產(chǎn)品出口貿(mào)易中介作用的異質(zhì)性影響

Bernard等(2011)認(rèn)為，產(chǎn)品的特定因素會影響企業(yè)出口模式的選擇[36]。不同種類的產(chǎn)品，由于需求彈性、技術(shù)含量、多樣化程度等的不同，其出口受到目的地貿(mào)易便利化水平影響的程度也不同，進(jìn)而目的地貿(mào)易便利化對不同產(chǎn)品出口的貿(mào)易中介作用的影響也不同?，F(xiàn)實(shí)中，在出口國對同一目的地的產(chǎn)品出口中，不同的產(chǎn)品的間接出口比重存在顯著差異。Felbermayr和Jung(2011) 研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易中介出口份額隨著產(chǎn)品同質(zhì)性的增加而增加[3]；Ahn等(2011)和McCann(2013)指出，生產(chǎn)效率較低的產(chǎn)品(如農(nóng)產(chǎn)品、食品、服裝等)間接出口份額相對較高[2][37]。相對而言，必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品的生產(chǎn)效率較低、同質(zhì)化程度較高，其間接出口的比重往往較高。此外，特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品的出口交易成本通常較高，通過貿(mào)易中介間接出口的產(chǎn)品比重也較高。產(chǎn)品間接出口的比重高，意味著出口對貿(mào)易中介的依賴性強(qiáng)；而當(dāng)出口目的地貿(mào)易便利化使得企業(yè)面臨的出口成本降低時，更有利于間接出口比重較高產(chǎn)品出口對貿(mào)易中介的依賴，進(jìn)而可以更顯著地降低貿(mào)易中介的作用。

基于上述分析，本文提出研究假說H3：相對而言，必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品、特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品的間接出口比重較高，對于這些間接出口比重較高的產(chǎn)品，目的地貿(mào)易便利化水平提高對出口貿(mào)易中介作用的降低更為明顯。

三、研究設(shè)計

1.模型設(shè)定

本文以中國的產(chǎn)品出口為實(shí)證研究對象，關(guān)注的核心問題是目的地貿(mào)易便利化是否會降低中國產(chǎn)品出口中貿(mào)易中介的作用及其異質(zhì)性表現(xiàn)，因而實(shí)證分析主要進(jìn)行如下檢驗：一是檢驗?zāi)康牡刭Q(mào)易便利化水平的提高對中國產(chǎn)品通過貿(mào)易中介的間接出口會有怎樣影響；二是檢驗不同類型目的地的貿(mào)易便利化水平提高對中國產(chǎn)品間接出口的影響是否存在顯著差異；三是檢驗?zāi)康牡氐囊妆憷教岣邔Σ煌闹袊a(chǎn)品間接出口的影響是否顯著不同。

為檢驗?zāi)康牡刭Q(mào)易便利化對中國產(chǎn)品間接出口的影響，構(gòu)建計量模型(1)：

Spit=α0+α1tfit+θlnX+fep+fei+fet+εpit

(1)

其中，p代表HS6位碼產(chǎn)品，i代表出口目的地(包括國家和地區(qū))，t代表年份；被解釋變量Spit為t年中國p產(chǎn)品對i地的間接出口水平，解釋變量tfit為t年i地的貿(mào)易便利化水平，X為一系列控制變量(取自然對數(shù))，fep為出口產(chǎn)品固定效應(yīng)，fei為出口目的地固定效應(yīng)，fet為時間固定效應(yīng)，εpit為隨機(jī)誤差項。

為考察不同類型目的地的貿(mào)易便利化對中國產(chǎn)品間接出口的異質(zhì)性影響，加入目的地類型虛擬變量，并構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?2)：

Spit=β0+β1tfit+β2Dtype+β3Dtype×tfit+θX+fep+fet+εpit

(2)

其中，Dtype為代表出口目的地類型的虛擬變量。若系數(shù)β2顯著為正，表明中國對該類型目的地的產(chǎn)品出口中間接出口的占比更高；若系數(shù)β3顯著為負(fù)，表明該類型目的地貿(mào)易便利化水平的提高對中國產(chǎn)品間接出口占比的負(fù)面影響更大；反之則反是。

為考察對于不同種類的出口產(chǎn)品，目的地貿(mào)易便利化對中國產(chǎn)品間接出口的影響是否存在差異，加入出口產(chǎn)品虛擬變量，并構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?3)：

Spit=γ0+γ1tfit+γ2Pcategory+γ3Pcategory×tfit+θX+fei+fet+εpit

(3)

其中，Pcategory為出口產(chǎn)品種類的虛擬變量。

2.變量選擇與測度

(1)被解釋變量。本文采用相對量指標(biāo)(通過貿(mào)易中介的間接出口占出口總量的比例)來衡量中國產(chǎn)品的間接出口水平，以反映在“產(chǎn)品—目的地”組合中貿(mào)易中介的重要性及發(fā)揮的作用大小，并采用了出口額和出口量兩個指標(biāo)：一是“中國產(chǎn)品間接出口額占比”(Sinterpit)，為t年通過貿(mào)易中介出口p產(chǎn)品至i地的出口額與當(dāng)年中國p產(chǎn)品出口至i地的出口總額的比值；二是“中國產(chǎn)品間接出口量占比”(Qinterpit)，為t年通過貿(mào)易中介出口至i地的p產(chǎn)品數(shù)量與當(dāng)年中國出口至i地的p產(chǎn)品總量的比值。

(2)核心解釋變量。本文的核心解釋變量為“目的地貿(mào)易便利化水平”(tfit)，即t年i目的地的貿(mào)易便利化水平。借鑒Wilson等(2003)、謝娟娟和岳靜(2011)的研究[13][38]，采用達(dá)沃斯論壇發(fā)布的《全球競爭力報告》的數(shù)據(jù)，從“口岸效率”“規(guī)制環(huán)境”“電子商務(wù)”“海關(guān)環(huán)境”4個維度構(gòu)建貿(mào)易便利化水平的評價指標(biāo)體系。由于《全球競爭力報告》在2009年前后版本不同，造成一些二級指標(biāo)缺失或前后標(biāo)準(zhǔn)不一，最終指標(biāo)選擇如下：用“公路”“鐵路”“港口”和“航空”設(shè)施4個二級指標(biāo)衡量“口岸效率”，用“政府公信度”“法規(guī)透明度”“司法獨(dú)立性”“法規(guī)解決爭端有效性”4個二級指標(biāo)衡量“規(guī)制環(huán)境”，用“互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)”和“公司采用最新技術(shù)情況”2個二級指標(biāo)衡量“電子商務(wù)”，用“海關(guān)程序負(fù)擔(dān)”“貿(mào)易壁壘流行性”“非常規(guī)支付”3個二級指標(biāo)衡量“海關(guān)環(huán)境”。由于各指標(biāo)的取值范圍不同，為保證各指標(biāo)的直接可比性，對各二級指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理(2)具體方法為：Yi=Xi/Ximax。其中，Xi為二級指標(biāo)i的原始數(shù)值，Ximax為指標(biāo)i的最大值。，然后將標(biāo)準(zhǔn)化后的各二級指標(biāo)取算術(shù)平均數(shù)求得4個一級指標(biāo)值，最后對4個一級指標(biāo)值取算術(shù)平均數(shù)得到各目的地的貿(mào)易便利化水平指數(shù)。

(3)出口目的地類型虛擬變量。本文從貿(mào)易便利化水平、收入水平、發(fā)展水平、與中國貿(mào)易關(guān)系等方面設(shè)定5個虛擬變量來反映不同類型的出口目的地：一是“貿(mào)易不便利”，若樣本目的地的貿(mào)易便利化水平較低賦值為1，否則賦值為0(3)參考朱晶和畢穎(2018)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將貿(mào)易便利化水平低于0.6的目的地界定為貿(mào)易不便利目的地[39]。。二是“收入水平較低”，若樣本目的地的收入水平較低賦值為1，否則賦值為0(4)根據(jù)世界銀行2016年的收入分類標(biāo)準(zhǔn)，將樣本目的地按收入水平分為低收入目的地(人均GNI低于1 005美元)、中低收入目的地(人均GNI在1 006～3 955美元之間)、中高收入目的地(人均GNI為3 956～12 235美元)和高收入目的地(人均GNI大于12 235美元)，并將低收入和中低收入目的地合并為較低收入目的地，中高收入和高收入目的地合并為較高收入目的地。。三是“發(fā)展水平較低”，若樣本目的地的發(fā)展水平較低賦值為1，否則賦值為0(5)參考呂越和尉寧(2020)的研究[40]，根據(jù)聯(lián)合國開發(fā)計劃署(UNDP)發(fā)布的人類發(fā)展指數(shù)(HDI)，將HDI小于0.9的目的地歸為發(fā)展水平較低的目的地。；四是“未與中國簽訂FTA”，若樣本目的地未與中國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)賦值為1，否則賦值為0(6)未與中國簽訂FTA的目的地是指其當(dāng)年及以前的年份均未與中國簽訂過FTA(以FTA生效年份為判定標(biāo)準(zhǔn))，數(shù)據(jù)來源于“中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)”。；五是“非‘一帶一路’地區(qū)”，若樣本目的地不屬于“一帶一路”地區(qū)賦值為1，否則賦值為0(7)“中國一帶一路網(wǎng)”的“國家概況”專欄公布了“一帶一路”沿線國家和與中國簽訂“一帶一路”相關(guān)合作協(xié)議的國家，本文據(jù)此對樣本期間內(nèi)的樣本目的地進(jìn)行手工篩選。。其中，將“非‘一帶一路’地區(qū)”作為調(diào)節(jié)變量，是出于“一帶一路”建設(shè)對中國產(chǎn)品出口的影響日益增大的考慮?！耙粠б宦贰背h提出以來，中國與沿線國家和地區(qū)在政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通、民心相通等方面成效顯著，經(jīng)貿(mào)聯(lián)系更加緊密，中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)的出口成本持續(xù)降低。因此，非“一帶一路”沿線國家和地區(qū)與中國的貿(mào)易關(guān)系密切程度相對較低，其貿(mào)易便利化可能會更顯著地降低中國產(chǎn)品出口對貿(mào)易中介的依賴程度。

3.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文研究的樣本數(shù)據(jù)主要來源于達(dá)沃斯論壇發(fā)布的《全球競爭力報告》和“中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫”。考慮到《全球競爭力報告》目前所能獲取的數(shù)據(jù)起始年份為2007年，而2015年以后“中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫”的缺失值較多，樣本時期確定為2007—2015年。采用Ahn 等(2011) 的方法[2]，通過關(guān)鍵字識別法來區(qū)分貿(mào)易中介和直接出口企業(yè)。具體來說，當(dāng)企業(yè)名稱中含有“貿(mào)易”“進(jìn)出口”“經(jīng)貿(mào)”“科貿(mào)”“外貿(mào)”“商貿(mào)”等字眼時，將該企業(yè)歸為貿(mào)易中介，否則歸為直接出口企業(yè)。出口目的地為海關(guān)數(shù)據(jù)和《全球競爭力報告》數(shù)據(jù)匹配成功的國家和地區(qū)，由于《全球競爭力報告》匯報的是主要國家和地區(qū)的競爭力指數(shù)，2012—2013年的目的地樣本數(shù)量為149個以外，其余各年份均為148個，包含了中國產(chǎn)品出口的大多數(shù)主要國家和地區(qū)，具有良好的代表性。出口產(chǎn)品根據(jù)HS6位碼確定(由于樣本期內(nèi)HS編碼有過一次調(diào)整，統(tǒng)一按HS2007版本進(jìn)行對應(yīng))，樣本期間每年中國出口的產(chǎn)品約有4 700種(11)2007—2015年分別有4 738、4 712、4 719、4 716、4 726、4 667、4 676、4 675、4 706種。。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)樣本目的地的貿(mào)易便利化水平均有不同程度的提升。此外，中國出口企業(yè)中約有1/4的企業(yè)為貿(mào)易中介，貿(mào)易中介每年貢獻(xiàn)20%左右的出口額，可見貿(mào)易中介在中國產(chǎn)品出口中依然具有重要作用。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

圖1報告了2007—2015年樣本目的地的總體貿(mào)易便利化水平和按收入及發(fā)展水平分類的貿(mào)易便利化水平。從總體趨勢來看，目的地貿(mào)易便利化水平呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的變動趨勢，但變動幅度不大；從分類比較來看，收入和發(fā)展水平較高的目的地貿(mào)易便利化水平也較高。

圖1 2007—2015年不同類型目的地的貿(mào)易便利化水平

四、實(shí)證分析結(jié)果

1.目的地貿(mào)易便利化對中國產(chǎn)品間接出口占比的影響

本文采用最小二乘法分析目的地貿(mào)易便利化水平變動對中國產(chǎn)品間接出口占比的影響，原因在于其可以通過固定效應(yīng)控制無法觀測的因素，提高估計的精度。此外，為了控制潛在的變量異方差和序列相關(guān)問題，對所有回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在“產(chǎn)品-目的地”層面上進(jìn)行聚類處理。表2為模型(1)的回歸結(jié)果。第(1)和第(3)列為未引入控制變量的回歸結(jié)果，第(2)和第(4)列為引入控制變量的回歸結(jié)果。

表2 目的地貿(mào)易便利化對中國產(chǎn)品間接出口占比的影響

“目的地貿(mào)易便利化水平”的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明出口目的地的貿(mào)易便利化水平提高會導(dǎo)致中國對其出口的產(chǎn)品中間接出口的比重降低，研究假說H1得到驗證。值得注意的是，間接出口額占比的下降比間接出口量占比的下降更為顯著(后者估計系數(shù)的絕對值和顯著性均不如前者)，其原因可能在于，貿(mào)易中介在面對外部貿(mào)易環(huán)境變化時，往往更傾向于通過降低產(chǎn)品單價來維持出口量，進(jìn)而對產(chǎn)品間接出口額占比的影響相對更大。

從控制變量來看：(1)“目的地GDP”的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明目的地市場規(guī)模的擴(kuò)大會帶來中國產(chǎn)品間接出口額(量)占比的下降。原因在于目的地市場規(guī)模的擴(kuò)大可以降低中國產(chǎn)品直接進(jìn)入其市場的難度，進(jìn)而減小中國產(chǎn)品出口對貿(mào)易中介的依賴。(2)“目的地進(jìn)口關(guān)稅”“雙邊貿(mào)易成本”“目的地非關(guān)稅壁壘”的估計系數(shù)均顯著為正，表明目的地進(jìn)口關(guān)稅、貿(mào)易成本和非關(guān)稅壁壘越高，中國對其產(chǎn)品出口中的間接出口額(量)占比越高。目的地進(jìn)口關(guān)稅、貿(mào)易成本和非關(guān)稅壁壘越高，直接出口產(chǎn)生的交易成本也越高，導(dǎo)致更多企業(yè)因無法承擔(dān)高額的交易成本而選擇利用貿(mào)易中介進(jìn)行間接出口。綜上所述，控制變量的估計結(jié)果與理論預(yù)期及Ahn 等(2011)的研究結(jié)論一致[2]，表明本文的模型估計結(jié)果可信。

2.不同類型目的地的異質(zhì)性分析

表3和表4是模型(2)回歸結(jié)果?！百Q(mào)易不便利”“收入水平較低”“發(fā)展水平較低”“未與中國簽訂FTA”“非‘一帶一路’地區(qū)”的估計系數(shù)均顯著為正(僅“非‘一帶一路’地區(qū)”對“中國產(chǎn)品間接出口量占比”的影響不顯著，但也為正)，而其與“目的地貿(mào)易便利化水平”交互項的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明中國對便利化水平較低、收入水平較低、發(fā)展水平較低、未與中國簽訂FTA、不屬于“一帶一路”地區(qū)的目的地的產(chǎn)品出口中通過貿(mào)易中介的間接出口占比較高，且這些目的地貿(mào)易便利化水平的提高會更顯著地降低貿(mào)易中介的作用(對中國產(chǎn)品出口中間接出口占比的負(fù)面影響更大)，研究假說H2得到驗證。

表3 目的地類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)1：貿(mào)易不便利、收入水平較低與發(fā)展水平較低

表4 目的地類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)2：未與中國簽訂FTA和非“一帶一路”地區(qū)

3.不同種類出口產(chǎn)品類型的異質(zhì)性分析

模型(3)的估計結(jié)果見表5?！氨匦杵贰薄暗图夹g(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品”“特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品”的估計系數(shù)均顯著為正，其與“目的地貿(mào)易便利化水平”交互項的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，表明相比其他產(chǎn)品，中國出口的必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品、特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品中通過貿(mào)易中介間接出口的比重更高，且目的地貿(mào)易便利化水平的提高會更顯著地降低中國出口這些產(chǎn)品中貿(mào)易中介的作用(對其間接出口占比的負(fù)面影響更大)。

表5 出口產(chǎn)品種類的調(diào)節(jié)效應(yīng)：必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品與特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品

4.穩(wěn)健性檢驗

為驗證分析結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗：

(1)內(nèi)生性處理。本文的回歸模型同時控制了產(chǎn)品、目的地和時間固定效應(yīng)，在一定程度上可以緩解由遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。對于反向因果關(guān)系可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文參照劉斌等(2018)、段文奇和劉晨陽(2020)的研究[34][43]，選取“目的地歷史時期的人口死亡率的倒數(shù)值”和“目的地貿(mào)易便利化水平的滯后一期值”作為“目的地貿(mào)易便利化水平”的工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計。第一階段的F統(tǒng)計量分別為152.77和140.96，均大于10，排除弱工具變量問題；Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的p值為0.000 0，拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)；Kleibergen-Paap rk Wald F檢驗也拒絕“工具變量是弱識別”的原假設(shè)。估計結(jié)果見表6的第(1)和第(3)列。

(2)更換估計方法。考慮到本文的被解釋變量的取值范圍為0～1，故采用多維固定效應(yīng)泊松估計法對模型(1)重新進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表6的第(2)和第(4)列。

表6 穩(wěn)健檢驗1：工具變量法和更換估計方法

(3)替換解釋變量。用《華爾街日報》和美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的“目的地經(jīng)濟(jì)自由度”替代“目的地貿(mào)易便利化水平”，重新對模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表7的第(1)和第(3)列。

(4)剔除加工貿(mào)易樣本。Ahn 等(2011)認(rèn)為采用加工貿(mào)易方式的產(chǎn)品出口往往會享受稅收優(yōu)惠[2]，本文借鑒其穩(wěn)健性檢驗的方法，剔除貿(mào)易方式為加工貿(mào)易的樣本重新進(jìn)行模型估計，估計結(jié)果見表7的第(2)和第(4)列。

表7 穩(wěn)健檢驗2：替換解釋變量和剔除加工貿(mào)易

上述穩(wěn)健性分析的結(jié)果均與前文的回歸結(jié)果基本一致，表明本文的研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

國際貿(mào)易的相對不便利使貿(mào)易中介在出口貿(mào)易中發(fā)揮重要作用，而貿(mào)易便利化則會降低貿(mào)易中介的作用。出口目的地貿(mào)易便利化水平的提高將減少對外貿(mào)易的交易成本，降低出口國企業(yè)對其產(chǎn)品出口的門檻，使一些原本依賴貿(mào)易中介的間接出口轉(zhuǎn)向直接出口，進(jìn)而導(dǎo)致間接出口的比重降低。目的地貿(mào)易便利化改革弱化出口貿(mào)易中介作用的制度效應(yīng)通常具有遞減趨勢，即對于貿(mào)易便利化水平較低(或者說間接出口占比較高)的目的地和出口產(chǎn)品，這種弱化效應(yīng)更為顯著。具體來講，收入水平較低、發(fā)展水平較低的目的地往往貿(mào)易便利化水平也較低，與出口國經(jīng)貿(mào)關(guān)系不密切的目的地對出口國的產(chǎn)品出口來講往往相對不便利，生產(chǎn)效率較低、同質(zhì)化程度較高的產(chǎn)品出口往往對貿(mào)易中介的依賴更大，因而，貿(mào)易不便利、收入較低、較不發(fā)達(dá)、未與出口國簽訂FTA的目的地貿(mào)易便利化對出口貿(mào)易中介作用的負(fù)面影響較大，目的地貿(mào)易便利化對必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品、特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品等產(chǎn)品出口貿(mào)易中介作用的減弱更為顯著。

本文以2007—2015年中國出口產(chǎn)品為樣本的經(jīng)驗分析證實(shí)了上述觀點(diǎn)。樣本目的地貿(mào)易便利化顯著降低了中國產(chǎn)品出口中間接出口額(量)的占比，這種弱化效應(yīng)在貿(mào)易不便利、收入水平較低、發(fā)展水平較低、未與中國簽訂FTA、不屬于“一帶一路”地區(qū)的樣本目的地中更為顯著，樣本目的地貿(mào)易便利化水平提高對中國向其出口必需品、低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品、特別貿(mào)易關(guān)注產(chǎn)品的間接出口額(量)占比的負(fù)面影響更大。

隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平、居民收入水平的提高，世界各國貿(mào)易便利化水平不斷提高是必然趨勢，這無疑會持續(xù)擠壓傳統(tǒng)貿(mào)易中介的發(fā)展空間。與此同時，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展也會在一定程度上降低其產(chǎn)品出口對貿(mào)易中介的依賴。因此，傳統(tǒng)貿(mào)易中介的可持續(xù)發(fā)展受到挑戰(zhàn)，尤其是在構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局中，貿(mào)易中介必須以創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，通過轉(zhuǎn)型升級實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展，并在新發(fā)展格局構(gòu)建中發(fā)揮積極作用。本文的研究結(jié)論為新發(fā)展階段貿(mào)易中介的轉(zhuǎn)型升級提供了啟示：

一是從國際貿(mào)易“中間人”向國際貿(mào)易“服務(wù)者”轉(zhuǎn)變。貿(mào)易中介要充分利用自身的網(wǎng)絡(luò)和信息優(yōu)勢，從降低交易成本向挖掘多層次國外市場、開發(fā)多樣化新產(chǎn)品拓展，由提供間接出口的“中介業(yè)務(wù)”轉(zhuǎn)向幫助企業(yè)直接出口的“中介服務(wù)”，進(jìn)而以拓展國外高端市場促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，以國內(nèi)出口產(chǎn)品升級提升國外需求結(jié)構(gòu)。二是持續(xù)關(guān)注目的地對外貿(mào)易政策和需求市場變化，及時幫助遭遇貿(mào)易障礙的企業(yè)擴(kuò)大出口。雖然世界各國的貿(mào)易便利化水平持續(xù)提高，但在百年未有之大變局中，國際貿(mào)易關(guān)系的不確定性不穩(wěn)定性增強(qiáng)，需要進(jìn)一步發(fā)揮貿(mào)易中介在促進(jìn)生產(chǎn)效率較低產(chǎn)品、新產(chǎn)品的出口以及拓展雙邊貿(mào)易成本較高出口目的地的市場等方面的重要作用。

由于數(shù)據(jù)的限制，本文的研究無法從企業(yè)的維度研究目的地貿(mào)易便利化影響貿(mào)易中介作用的異質(zhì)性。本文所用數(shù)據(jù)無法識別“企業(yè)—中間商”網(wǎng)絡(luò)，即貿(mào)易中介究竟幫助哪些企業(yè)實(shí)現(xiàn)了間接出口是不明確的，而只能基于一個籠統(tǒng)的中間商強(qiáng)度進(jìn)行推斷，這意味著無法基于企業(yè)的異質(zhì)性特征來實(shí)現(xiàn)精確識別(鐵瑛 等，2021)[44]。此外，本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)也無法從消費(fèi)者的視角來對需求變化的影響進(jìn)行深入探究，無法分析目的地貿(mào)易便利化對消費(fèi)者福利的影響。隨著相關(guān)數(shù)據(jù)的建立和開放，今后的研究可進(jìn)一步改進(jìn)分析方法，對相應(yīng)的企業(yè)異質(zhì)性及消費(fèi)需求效應(yīng)進(jìn)行深入剖析。