貿易便利化對中國出口的影響

耿璞

摘要：采用標準的貿易引力模型對中國與“一帶一路”沿線國家之間的貿易數據進行處理，并通過對結果的分析來判斷貿易便利化水平這一因素對中國出口貿易影響的大小。研究表明，貿易便利化能較大程度地影響中國制成品出口額，因此，中國應大力參與并推進世界各國的交流合作機制，促進“一帶一路”沿線國家的貿易便利化水平發展。

關鍵詞：經濟；貿易；出口

一、研究問題簡述

2013年習近平總書記在出訪中亞和東南亞國家期間，先后提出共建“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”的重大倡議?！耙粠б宦贰笔侵袊诋斍皣H經濟形勢下全方位擴大對外開放戰略的重要舉措，其發展急需沿線各國共同努力，創造合理有序的貿易環境。在這樣的背景之下，提高貿易便利化的呼聲越來越高。貿易便利化呼聲的高漲伴隨的疑問就是，其發展對中國制成品的出口是否有顯著的推動作用？因各國國情不同，體制各異，是否會使貿易便利化的措施在對中國出口產生影響時產生差異？這些問題都需要研究者基于“一帶一路”沿線國家的國際貿易數據進行整合分析，從而確定貿易便利化對中國制成品出口的影響程度，而這對于提升我國對外貿易水平、同“一帶一路”沿線國家建立良好的貿易關系、造福各國人民有著重要的現實意義。

二、變量與模型選擇

要研究“一帶一路”沿線國家貿易便利化程度對于中國制成品出口的影響，應當選用標準的貿易引力模型進行增加貿易便利化指標變量，使用多元回歸的手段檢測新增變量對于中國制成品出口總額的影響是否顯著。因此本文選用了標準的貿易引力模型：

ln（Exportit）=β0+β1ln（GDPit）+β2ln（GDPpcit）+β3ln（disi）+μi（1）

其中變量Exportit是指在t時期中國對于i國的制成品出口總額，單位為萬美元。變量GDPit是指在t時期i國的國內生產總值，單位為百萬美元。變量GDPpcit是指在t時期i國的人均國內生產總值，單位為美元。變量是指中國和i國之間的距離，這里為方便計算，使用兩國首都的直線距離，單位為千米。

在擴展的引力模型中加入貿易便利化指標，使用軟件進行回歸，對該變量進行描述性統計檢驗就可以分析出貿易便利化對于中國制成品出口的具體影響：

ln（Exportit）=β0+β1ln（GDPit）+β2ln（GDPpcit）+β3ln（disi）+β4ln（TFIit）+μi（2）

其中TFIit是指i國家在t時期采用貿易便利化指標體系測算的貿易便利化程度，取值為1～7，得分越高表明其該方面在全球范圍內的表現越為出色，得分較低則表明在該方面還存在著較大的發展空間。

結合現實和學者對于貿易引力模型的研究，可以對擴展的模型進行預測。由于GDP的大小決定了一個國家經濟總量和需求能力，因此預期β1的值為正，即一國的GDP值越高，中國對其出口額越高。而人均GDP的影響同GDP應該相同。因此預期β2的值也為正。如果兩國之間的距離增加，則貨物運輸的成本和難度也相應增加，因此兩國距離越遠，貿易額也應當相應減少，因此預期β3的值為負。結合已有研究和各國具體實際，可以預見貿易便利化的程度越高，就越能刺激兩國之間的貿易往來，使貿易額得到提高，因此預期β4的值為正，即貿易便利化對貿易額有正面影響。

本文使用2014年的橫截面數據進行回歸分析，貿易便利化指數數據來源于《2015～2016年全球競爭力報告》，該報告是采用2014年各國具體經濟指標和其他指標編制而成，與2014年各國GDP、人均GDP等指標的時間是一致的，同時也是“一帶一路”戰略提出后的第一年，因此對于研究沿線國家貿易便利化對于中國制成品出口的影響是合理科學的時期。本文采取“一帶一路”沿線62個國家的數據進行分析。

三、模型回歸分析與檢驗

1. 標準引力模型的回歸分析

對于上文所描述的標準模型（1），利用已有數據，使用stata軟件進行回歸，運用的方法是OLS，得到的結果如表2所示。

由表2可得，回歸方程為：

ln（Exportit）=11.142+0.974ln（GDPit）-0.259ln（GDPpcit）-0.827（disi）（3）

表中的各項描述性統計值均通過檢驗，可決系數R2為0.7840，調整的可決系數Adjust R2為0.7728，兩者都較大且接近于1，說明模型擬合優度較高。對于給定的顯著性水平α=0.05，由F分布百分位數表（α=0.05）得知F0.05（3，58）=2.76，因為F=70.16大于2.76，所以拒絕原假設，表明回歸方程總體顯著，各變量的t統計量均通過檢驗，表明標準的貿易引力模型在“一帶一路”沿線國家和中國的出口貿易中是適用的。

2. 貿易便利化模型回歸分析

對標準引力模型進行回歸之后，加入貿易便利化影響因素的改良模型進行回歸，得到結果如表3所示。

由表3中數據可得，回歸結果為：

ln（Exportit）=10.54119+0.971ln（GDPit）-0.533ln（GDPpcit）-0.820ln（disi）+2.166ln（TFIit）（4）

可以看出，加入貿易便利化這個指標之后，模型的可決系數R2和調整的可決系數Adjust R2進一步提高，且各變量均通過顯著性檢驗，因此該模型是顯著的。

3. 計量經濟學準則檢驗

得出模型之后需要對模型進行相關計量經濟學檢驗，截面數據一般不需要進行序列相關檢驗，因此我們首先檢驗多重共線性。

表4中的VIF值都沒有超過10，因此改良之后的模型不存在明顯的多重共線性問題。

下面使用white檢驗來檢驗模型是否存在異方差性。endprint

由表5可以看出，Prob>chi2=0.0050，P值小于0.05，拒絕原假設，因而模型出現了異方差性。這時候需要我們對模型進行修正，在這里采用異方差穩健標準誤法。

修正之后的結果如表6所示，回歸模型同（4）式。

四、回歸模型確立

根據以上回歸結果可以得知最終確立的回歸模型為：

ln（Exportit）=10.54119+0.971ln（GDPit）-0.533ln（GDPpcit）-0.820ln（disi）+2.166ln（TFIit）（5）

通過對（5）式的各項系數以及系數的符號的分析，我們可以得到如下結論：

國內生產總值GDP的回歸系數為0.971，即GDP每提高1%，則中國的制成品出口預期約增加0.971%。國內生產總值GDP的回歸系數為0.533，即GDP每提高1%，則中國的制成品出口預期約增加0.971%。人均國內生產總值的回歸系數為0.971，即人均國內生產總值每提高1%，則中國的制成品出口預期約減少0.533%。距離的回歸系數為-0.820，即兩國之間距離每增加1%，則中國的制成品出口預期約減少0.820%。

回歸結果中，GDP、距離、政策和貿易便利化程度變量前系數的符號和預期相同，但是人均GDP的系數符號在三個模型中均為負值，與預期不同，需要對這一預測進行修正。一般情況下，隨著一國人均GDP的增長，該國會產生更多的貿易需求。有些學者認為該變量應該由人口代替，從這個角度考慮，人口增長一方面會創造貿易需求，增加貿易；另一方面會深化國內分工，從而減少貿易，因此解釋變量的系數預期符號不確定。

貿易便利化指標（TFI）的回歸系數高達2.166，即貿易便利化水平每提高1% ，則中國的制成品出口預期約增加2.166%，可見貿易便利化水平對中國與 “一帶一路”沿線國家間貿易的正向影響非常顯著，貿易便利化極大地促進了我國對外貿易流量的增加。

五、結語

研究表明，貿易便利化能較大程度地影響中國制成品出口額，因此，中國應大力參與并推進世界各國的交流合作機制，促進“一帶一路”沿線國家的貿易便利化水平發展。“一帶一路”沿線各國也應拓展合作渠道，開展國際交流，積極提高本國貿易便利化水平，為國際貿易整體水平的提高做出自己的貢獻。

參考文獻：

[1]夏春光.“一帶一路”沿線國家貿易便利化水平對中國出口影響的實證分析[J].海南金融，2016（05）.

[2]謝娟娟，岳靜.貿易便利化對中國——東盟貿易影響的實證分析[J].世界經濟研究，2011（08）.

（作者單位：浙江大學管理學院）endprint