張曉磊

(中南財經政法大學 湖北武漢 430073)

1 引言

隨著全球經濟增長放緩和貿易保護主義的崛起，倡導“貿易非效率”的貿易便利化措施受到各個國家的極力推崇。我國于2015年通過《貿易便利化協(xié)定》，并于2017年正式生效，表明了中國全面推動貿易自由化的決心，貿易便利化之所以受到廣泛關注，主要是因為貿易便利化可以通過提高貿易效率、簡化貿易流程，提高貿易雙方的福利效應。2020年，我國在“一帶一路”沿線國家的高新技術產品出口額超過1947.1億美元，占中國高新技術產品出口總額的25.06%，但由于我國高新技術產品出口中“計算機與通訊技術產品”占比達60%以上，出口結構較為單一，因此抵御外部風險能力可能較弱。而對于“一帶一路”沿線國家而言，這些國家市場尚未完全開發(fā)，擁有巨大的發(fā)展?jié)摿?，中國需要及時調整高新技術產品出口結構，促進貿易結構多樣化發(fā)展。黨的二十大報告明確指出，我國需要繼續(xù)堅持經濟全球化，堅持貿易措施的便利化、自由化。對于中國高新技術產業(yè)來說，“十四五”規(guī)劃時期需要由從前注重“量”的增長轉變到“質”的提升，那么如何合理實施貿易便利化措施促進出口二元邊際提升、優(yōu)化出口結構是當前亟需探討的問題。本文試圖基于“一帶一路”出口經驗數(shù)據研究貿易便利化對高新技術產品出口二元邊際的影響作用，為優(yōu)化出口結構提供經驗啟示。

2 文獻綜述

與本文緊密相關的第一類文獻考察了貿易便利化。首先，貿易便利化的概念界定。雖然其定義目前尚不一致，但其內涵基本可以達成統(tǒng)一，即通過制定或實施必要的政策與方案使得貨物在進行跨境貿易的過程中更加有效便利，從而提高參與率或港口的物流效率(WTO，1998；APEC，2002；World Bank，2006)。其次，貿易便利水平的測算。已有文獻根據研究內容的特殊性設定了不同的指標體系，其中主流為以Wilson(2005)為首的狹義貿易便利化指標，主要圍繞基礎設施、港口效率、政府規(guī)制及營商環(huán)境四方面構建衡量體系，國內學者大多采用這一方法，如方曉麗(2013)、朱晶(2018)等。最后，有關貿易便利化經濟效應的測量。其側重點主要集中于貿易便利化對貿易利得的影響，可以分別從國家層面和企業(yè)層面進行概述。一國貿易便利化的提升不僅可以促使貿易雙方收獲利益，還可以提升各自的經濟發(fā)展水平，同時增加社會福利，防止貿易自由化的倒退(許唯聰、李勤昌，2021；劉俊華，2022)。企業(yè)開展貿易便利化措施可以提高企業(yè)間的貿易率(Riadh H,2020),緩解行政貿易壁壘對企業(yè)出口的影響(Hendy、Zaki，2021)。

與本文密切相關的另一類文獻則有關出口二元邊際，企業(yè)異質性理論的提出為二元邊際提供了理論框架，Melitz(2003)將貿易的增長分解成集約邊際和擴展邊際，然而兩者對貿易增長的福利效果存在差異。當一國貿易增長動力源于集約邊際時，則該國產品結構抵御外部風險能力較弱，易受市場波動影響，甚至引發(fā)貧困性增長，反之，則說明該國出口產品種類豐富多元，該國企業(yè)競爭力就會更強，具備抵御外部風險的能力(Hummels &Klenow，2005；錢學鋒，2008)。

3 理論機制與研究假說

參考已有研究，貿易便利化影響出口二元邊際的作用機制可從以下四種效應進行傳導：第一，貿易便利化的提升通過成本效應促進出口二元邊際的擴張。一方面，貿易便利化水平的提升給出口企業(yè)帶來交易成本、生產成本的降低(趙永亮，2019)，幫助企業(yè)擴大生產，影響出口集約邊際。另一方面，市場環(huán)境的優(yōu)化會給進入東道國的企業(yè)節(jié)省信息交流成本、制度成本、搜尋成本，尤其是制度成本的降低會直接影響企業(yè)的決策，吸引企業(yè)增加出口產品種類，影響出口擴展邊際。第二，從競爭效應來看，貿易便利化措施的實施，一方面，會促進企業(yè)增大研發(fā)投入，進而研制更多高品質產品(Bas,2015)，影響出口集約邊際；另一方面，貿易便利化提升后會激發(fā)行業(yè)內的競爭，同類型企業(yè)數(shù)量迅速擴大，市場中企業(yè)數(shù)量的增加會刺激企業(yè)對自身產品的升級與創(chuàng)新，影響出口擴展邊際(余淼杰,2016)。第三，由于高新技術產品高附值的特殊性，貿易便利化引發(fā)以高新技術產品為載體產生知識外溢效應，影響出口二元邊際。一方面，高新技術產品的進口會給經濟發(fā)展水平較低的進口國企業(yè)帶來更多技術知識，并通過再生產環(huán)節(jié)在當?shù)貛椭髽I(yè)自身提高同類產品的生產量，影響集約邊際。另一方面，高新技術產品出口至發(fā)達國家后可以獲得學習效應，貿易便利化水平的提升可以給出口企業(yè)更多獲取知識的機會，通過模仿和學習東道國的先進技術，生產更多新產品，提升出口擴展邊際。第四，貿易便利化水平的提升可以促進高新技術產品規(guī)模的擴大，通過規(guī)模效應影響出口二元邊際。一方面，貿易便利化水平的提升可以大幅提高企業(yè)的出口量，穩(wěn)定和擴大企業(yè)出口份額(Riadh,2020)，從而影響出口集約邊際。另一方面，貿易便利化提升可以促進企業(yè)生產效率的提高，使企業(yè)獲得更多利潤，從而增加技術研發(fā)投入(毛艷華,2023)，影響出口擴展邊際。以上四種效應可以進一步概括為貿易成本和技術溢出兩方面，成本效應和競爭效應是貿易成本降低造成的直接后果，知識外溢效應和規(guī)模效應是高新技術產品技術外溢的主要表現(xiàn)形式，以上分析如圖1所示?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O：

圖1 貿易便利化影響出口二元邊際的作用路徑

H1：貿易便利化促進出口集約邊際和擴展邊際的提升。

H2：貿易便利化通過貿易成本機制和技術外溢機制影響出口二元邊際。

基于本文研究樣本國家的差異性，貿易便利化措施對出口二元邊際的影響作用可能會在不同區(qū)位的國家和不同收入水平的國家間存在異質性。第一，由于地理位置的不同，部分發(fā)達國家或相鄰國家簽署貿易協(xié)定可能對貿易便利化的促進作用不明顯；而對于經濟發(fā)展不充分的國家而言，貿易便利化的影響作用可能較為明顯(桑夢倩和王領,2020)。第二，收入水平不同的國家消費者的消費水平存在差異，導致貿易便利化措施實施效果可能存在偏差，相較中、低收入國家，高收入水平國家的消費者可能持有更高的消費層次。那么，在這些國家中，貿易便利化水平的提升對中國出口二元邊際影響可能更偏向擴展邊際。因此，本文提出以下假設：

H3：貿易便利化對出口二元邊際的促進作用存在異質性，地理位置和收入水平的區(qū)分將會導致異質性的發(fā)生。

4 貿易便利化與出口二元邊際的測度

4.1 貿易便利化水平的測度

本文參照Wilson(2003)、孔慶峰(2015)等的研究，結合本文研究目的和特點，從基礎設施質量、海關管理效率、政府監(jiān)管效率、金融與營商環(huán)境四個角度出發(fā)，對貿易便利化的指標進行選取，包括4個一級指標和19個二級指標?？紤]到高新技術產品的特殊性，本文增加知識產權(Z1)、金融服務的可獲得性(Z5)兩個指標衡量金融與營商環(huán)境狀況，具體指標解釋如表1所示。

表1 貿易便利化指標體系

為統(tǒng)一具有不同取值范圍的二級指標，針對二級指標關稅水平(C3)政府清廉指數(shù)(R1)和互聯(lián)網用戶占人口總比例(Z2)分別進行標準化處理，就可以得到同一取值范圍的二級指標。本文參考張曉靜(2015)的做法，采用線性變換法，即將每一個統(tǒng)一取值范圍的二級指標中的數(shù)據除以其指標中的最大值，使得各二級指標的取值范圍全部統(tǒng)一在0～1，再對所有二級變量進行主成分分析，進而獲得各二級權重，通過相應計算獲得一級指標的權重，最終將相應指標得分代入即可得到各國貿易便利化水平。

4.2 出口二元邊際的測度

本文有關出口二元邊際的方法參照Hummels&Klenow(2005)和施炳展(2010)等的研究，從產業(yè)層面的雙邊貿易數(shù)據出發(fā)，將產品貿易額的增長分解成出口產品深度的增長和出口產品廣度的增長，分別得出雙邊貿易的集約邊際與擴展邊際。計算公式如(1)、(2)所示，雙邊貿易數(shù)據均來自BACI數(shù)據庫。

其中，i表示出口國，即中國；j為目標出口國；m為HS6位編碼的產品；t代表年份；M為產品集合，表示在t年出口國i向j國出口的產品集合；Mwjt表示在t年世界向j國出口的產品集合；p和x分別表示出口產品的單價與數(shù)量；和分別表示在t年出口國i向j國出口m產品的單價和數(shù)量；和分別表示在t年世界向j國出口m產品的單價和數(shù)量。以上兩式中的數(shù)據均來自BACI數(shù)據庫2010—2019年中國對50個樣本國家出口高新技術產品的數(shù)量與價值數(shù)據，采取HS2007編碼進行數(shù)據收集，根據《中國高新技術產品目錄》的分類，共整理高新技術產品242種，獲得12萬余條數(shù)據。

5 計量模型與數(shù)據來源

5.1 模型設定

根據已有文獻結論，貿易進口國的經濟發(fā)展程度、人口規(guī)模、外資合作、地理距離及東道國的關稅水平等都是影響出口國出口二元邊際的重要因素，因此本文將以上因素作為控制變量，建立以下模型：

其中，i表示中國；j表示50個“一帶一路”沿線樣本國家；t表示年份；imijt、emijt分別表示在t時期中國出口高新技術產品到j國產生的集約邊際效應和擴展邊際效應，作為本文的被解釋變量；tfijt表示t時期j國的貿易便利化水平，作為本文的核心解釋變量；其他控制變量：gdpjt和popjt分別表示“一帶一路”沿線樣本國家在t時期的國內生產總值和人口總數(shù)；fdijt表示樣本國家對中國的外商直接投資額；taxjt表示沿線國家當年的關稅水平；μijt和εijt均為誤差項。

5.2 數(shù)據來源

本文將沿線50個國家作為研究對象，受全球新冠疫情影響，世界經濟論壇2020年發(fā)布的《全球競爭力報告》沒有公布當年的有關指標數(shù)據文件，所以本文樣本時間為2010—2019年。被解釋變量出口集約邊際和擴展邊際由前文計算得來；樣本國際貿易便利化水平由前文計算得來；沿線國家經濟總量(gdp)和人口規(guī)模(pop)都來自世界銀行數(shù)據庫；中國與樣本國家的距離(dis)采用CEPII數(shù)據庫公布的國家首都距離表示；沿線國家對中國的外商投資額(fdi)數(shù)據來自國際貨幣經濟組織(IMF)數(shù)據庫；樣本國家關稅水平(tax)來源于世界經濟論壇(WEF)發(fā)布的《全球競爭力報告》。

6 實證結果及分析

6.1 基準回歸

為了對比研究貿易便利化水平對中國高新技術產品出口二元邊際的影響作用，本文將混合回歸、固定效應和隨機效應模型都進行實驗記錄，基準回歸結果如表2所示。經過F檢驗、LM檢驗及Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，固定效應模型更加符合本文的研究內容，但是由于本文控制變量中有一個不隨時間變化的量(dis)，固定效應無法估計這個變量的系數(shù)，參考陳甬軍、王詩婷(2022)的做法，使用隨機效應結果解釋該變量。回歸結果顯示，TFI對中國高新技術產品的集約邊際和擴展邊際存在顯著的正向作用，初步驗證了假設H1，且本文發(fā)現(xiàn)貿易便利化對出口擴展邊際的促進作用強于集約邊際，可能的原因是樣本國家中發(fā)展中國家居多，貿易便利化措施的實施會幫助企業(yè)開拓市場，增加市場份額，出口更多種類的商品滿足東道主國家消費者的需求，促進出口擴展邊際的擴張。

表2 基準回歸結果

6.2 穩(wěn)健性檢驗

為驗證前文回歸結果的穩(wěn)健性，本文使用TFI各分項一級指標(T、C、R、Z)作為貿易便利化替代變量，檢驗貿易便利化對出口二元邊際的影響，如表3所示。所有分項指標系數(shù)方向沒有發(fā)生變化，且多數(shù)指標保持顯著。對于政府規(guī)制環(huán)境指標(R)來說,回歸結果不顯著的原因可能有以下兩點：第一，一國政府在制定法規(guī)或有關進出口條例的政策效果是不確定的，當期制定的政策可能在短期內不能對貿易產生影響。第二，“一帶一路”沿線國家中絕大部分是發(fā)展中國家，制度、法律等基礎設施尚不完善，導致對中國出口二元邊際的促進作用不明顯。

表3 穩(wěn)健性檢驗

貿易便利化指標可能和出口二元邊際之間存在相互影響，一方面，進口國貿易便利化水平的提升會促進出口二元邊際的擴張；另一方面，出口國出口規(guī)模的擴大可能導致進口國對貿易便利化政策進行調整，影響貿易便利化水平，容易導致內生性。因此，本文使用GMM法對模型的穩(wěn)健性進行驗證。

由表3列(2)結果可以看出，貿易便利化對中國高新技術產品出口二元邊際的影響仍然顯著，且符號未發(fā)生變化，貿易便利化對中國高新技術產品出口二元邊際依然存在顯著的促進作用，說明回歸結果是穩(wěn)健的。

6.3 機制檢驗

本文會對假設H2進行驗證，參考溫忠麟(2014)的檢驗流程，設定中介效應模型(5)～(7)：

首先，關于貿易成本變量，本文參考王洪濤(2014)的測算方法，測度公式如下：

其中，Xi代表我國的高新技術產品出口總量；Mj表示j國高新技術產品進口總量；Xij代表我國對j國高新技術產品出口總量；Xw是世界高新技術產品出口總量；Mi是我國高新技術產品進口總量；Xj為j國高新技術產品出口總量；σ表示雙邊貿易高新技術產品的替代彈性，本文σ取5；Qij表示測算的高新技術產品出口貿易成本，其數(shù)值越大，說明出口貿易成本越高。

其次，關于技術溢出變量的選取，本文借鑒楊繼軍、艾瑋煒(2021)的做法，選取高新技術產品出口量(Tech)衡量技術溢出。

基于表4 的檢驗結果，表4列(2)中貿易成本系數(shù)顯著為負，說明提升貿易便利化水平顯著降低了貿易成本。另外，表4列(4)中貿易成本系數(shù)顯著為負，說明貿易成本與出口二元邊際之間的關系是顯著負向的；而貿易便利化系數(shù)顯著為正，即貿易成本的中介效應存在，據此可以推斷，貿易便利化通過降低貿易成本來促進出口二元邊際的增長。此外，表4列(3)中，技術溢出系數(shù)變量顯著為正，說明貿易便利化水平的提升促進了高新技術產品的技術溢出，從表4列(5)結果可以推斷，貿易便利化通過技術溢出效應影響出口二元邊際的擴展，假設H2成立。

表4 機制檢驗結果

6.4 異質性檢驗

本文基于各國地理位置的不同，將樣本國家分成東亞、西亞北非、中南亞、中東歐四個地區(qū)，對不同區(qū)域的樣本國家分別進行回歸后得到回歸結果，如表5所示。結果表明：貿易便利化對所有區(qū)域國家集約邊際的促進作用在5%置信水平上是顯著的。首先，從發(fā)展中國家相對集中的亞洲區(qū)域來看，貿易便利化對集約邊際的促進作用更為顯著，說明隨著貿易便利化的提升，發(fā)展中國家從集約邊際中獲得更大的福祉。其次，從擴展邊際方面來看，相較亞洲地區(qū)，貿易便利化水平的提升對中東歐地區(qū)國家的出口擴展邊際促進作用更強?？赡苁且驗閬喼薅鄶?shù)國家高新技術產品市場發(fā)展程度不高，貿易便利化措施的實施在短期內不能大幅改善市場狀況，而中東歐地區(qū)的整體便利化水平相對較高，進口國市場環(huán)境、政策待遇優(yōu)良，出口企業(yè)愿意進入該國市場，企業(yè)出口規(guī)模和出口產品種類得到提高，提升出口擴展邊際。

表5 不同區(qū)域分析

根據世界銀行國民收入分類標準，將50個樣本國家分為高收入國家、中高收入國家、中低收入國家三組，表6為不同收入水平國家的回歸結果。結果顯示，相較高收入國家，貿易便利化水平的提升對中高、中低收入國家高新技術產品出口集約邊際和擴展邊際的促進作用較強，可能原因如下：對于高收入國家而言，國內市場較為成熟，貿易便利化措施的實施使得貿易各個環(huán)節(jié)的成本均得到大幅降低，后期貿易便利化措施的實施效果沒有前期顯著；對于中高、中低收入國家來說，國內市場處于成長階段，隨著收入水平的提升，人們的消費領域不再局限于同一產品，而是有更高的消費需求，導致中國向中高、中低收入國家出口的高新技術產品二元邊際影響存在偏差。基于以上異質性分析，假設H3成立。

表6 不同收入水平分析

7 結語

本文構建了貿易便利化影響出口二元邊際的理論分析框架，通過應用CEPII-BACI數(shù)據庫數(shù)據，實證分析了貿易便利化對出口二元邊際的影響及影響機制。結果表明：首先，貿易便利化顯著促進了出口二元邊際的擴張，優(yōu)化了中國高新技術產品的出口結構。本文使用TFI的分項指標作為貿易便利化的替代變量，GMM法等方法對實證結果做了穩(wěn)健性檢驗后，研究結論依然穩(wěn)健。其次，本文驗證貿易便利化影響出口二元邊際的作用渠道，即貿易便利化通過貿易成本和技術溢出促進出口集約邊際和擴展邊際的擴張，影響出口產品結構。最后，本文對模型可能存在的異質性進行了驗證。研究發(fā)現(xiàn)，貿易便利化對地理位置及收入水平不同的國家促進作用存在差異?；谝陨侠碚摲治龊蛯嵶C結果，啟示如下：

第一，為促進出口二元邊際提升，優(yōu)化產品出口結構，關鍵是降低貿易成本。一方面，中國政府應積極推行貿易便利化政策，作為“一帶一路”倡議的發(fā)起者與牽頭人，應積極主動地推進貿易便利化談判進程，降低貿易成本，推動區(qū)域內貿易便利化合作取得實質性進展。另一方面，企業(yè)應加大對產品的研發(fā)投入，提高核心競爭力，加大對東道國信息技術建設的投入，從而形成聯(lián)動發(fā)展，取得先發(fā)優(yōu)勢，快速占領市場份額。第二，在TFI分項指標替代變量分析過程中，金融與營商環(huán)境對出口二元邊際影響最大，因此要加強電信通信企業(yè)開展跨國合作，優(yōu)化網絡信息化和金融商務環(huán)境，共同推進金融與營商環(huán)境建設，提高實現(xiàn)網絡的互聯(lián)互通，聯(lián)合打造信息共享、金融營商環(huán)境優(yōu)化的生態(tài)經貿圈。第三，異質性的分析結果啟示我國需要針對出口產品目標國的特征制定出口方案，提前對東道主國家市場進行調研，多發(fā)掘具有生產制造優(yōu)勢的國家，從而降低本國生產成本，建立國外生產基地，專注產品技術的提升，助力集約邊際向擴展邊際的依賴，優(yōu)化出口結構。