貿易便利化對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間影響研究*

王瑾，張慶萍，馬文萱

(新疆農業大學經濟管理學院,烏魯木齊市,830000)

0 引言

“一帶一路”倡議在深化互聯互通、貿易暢通上可以推進上合組織深化合作的進程,但上合組織各個國家的政策環境、清關手續、貿易關稅、運輸條件等參差不齊。因此,推動貿易便利化對上合組織國家間開展農產品貿易具有重要的現實意義。貿易便利化旨在簡化海關程序、合理降低貿易的交易成本,加快貿易雙方間各要素的跨境流通。國內外學者對貿易便利化的研究主要展現在兩個方面:一是對貿易便利化指標體系測度的研究。例如Wilson等[1]運用指標海關環境、監管環境、電子商務、港口效率指標來測算貿易便利化水平。隨著貿易便利化評價體系的不斷完善,左喜梅等[2]還納入了指標金融服務。二是貿易便利化對貿易的影響研究。研究表明,貿易便利化對貿易流量[3]、貿易出口[4]、貿易潛力[5]都有不同程度的影響。

經濟提速需要穩定的出口貿易關系,出口貿易關系的持續比新增貿易關系更能拉動經濟的增長潛能。貿易持續時間對確保進出口貿易雙方穩定雙邊貿易關系意義重大。關于貿易持續時間的研究,當前文獻主要從貿易持續時間的特征[6]及影響因素兩個層面展開分析[7]。大多數學者得出貿易持續時間存在負的時間依存性[8]、門檻效應[9]等特征。而貿易持續時間的影響因素包括國家層面及產品層面。例如馮偉等[10]研究影響中國進口貿易持續期主要從人均GDP、匯率、地理距離等國家層面因素展開。張巧等[11]研究了中國木家具出口貿易持續時間,產品層面影響因素包含產品初始貿易額、產品競爭力等。然而鮮有學者研究貿易便利化水平作為影響貿易持續時間即貿易關系穩定性的變量[12]。目前,中國與上合組織國家的農產品貿易研究主要集中機遇與挑戰[13]、時空特征與競合關系[14]與發展潛力[15]等方面,鮮有學者從微觀角度研究中國與上合組織國家出口貿易關系的穩定與持續性。

因此,本文構建貿易便利化水平綜合評價體系,利用生存分析中的K-M非參數分析法研究中國農產品出口上合組織國家的貿易持續時間的基本特征,并借助Cloglog離散時間模型探討貿易便利化水平對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的影響,為確保中國與上合組織國家間貿易關系持續穩定提供政策建議。

1 貿易便利化水平測算及機制分析

1.1 指標構建及數據來源

結合一些學者對貿易便利化水平的測算[16],本文選取一級指標口岸效率、海關環境、電子商務和金融服務、政府制度與監管環境。二級指標,分別為基礎設施質量、海關程序的效率、電子商務、金融服務、規制環境、監管環境。18個三級指標包括公路口岸、鐵路口岸、港口口岸、航空口岸的設施質量、海關手續的煩瑣程度、貿易壁壘的盛行度、貿易關稅、互聯網使用人數、科技的可獲得性、寬帶互聯網的接入、企業對新技術的接收、貸款的便利性、銀行的穩健性、司法的獨立性等(表1)。以上指標均為正向指標。

表1 貿易便利化水平指標體系Tab. 1 Indicator system of trade facilitation

本文中各指標體系的源數據均來自世界經濟論壇2006—2019年的《全球競爭力報告》。部分年份數據存在缺失情況,為確保結果不出現偏差情況,沿用該年前兩年數據的平均值度量。2018年《全球競爭力報告》更新了評價標準。其中,指標“海關手續的煩瑣程度”在2018年、2019年改由“邊境通關效率”度量。研究國家選取俄羅斯聯邦、哈薩克斯坦、印度、巴基斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦6個上合組織成員國。烏茲別克斯坦的指標數據未在《全球競爭力報告》中給出。因部分年份數據存在缺失,為確保結果不出現偏差,一些指標數據沿用該年前兩年數據的平均值度量。

1.2 貿易便利化水平測算

為了各指標數據間的相關性和可比度更優化,指標數據需要標準化處理。本文主要借鑒孟亮等[17]數據標準化處理方法,計算方法如式(1)所示。

(1)

式中:yt——各貿易便利化水平三級指標的初始值;

Xt——指標標準化后的值。

其次,利用stata16軟件進行KMO、巴特利特球形度檢驗標準化處理過的數據。檢驗結果見表2。其中,檢驗結果KMO統計量值為0.734,表明各指標間相關關系共性較強,信息重疊度較高,適合因子分析法。

表2 KMO和巴特利特球形度檢驗結果Tab. 2 Result of KMO and Bartlett’s test

其次,運用主成分分析法對各指標進行因子分析,共提取5個特征值大于1的主成分,累計貢獻率占比81.27%。因此,適合做評價的綜合指標。故參考杜群陽等[18]處理方法得到三級指標的貿易便利化指標綜合評價模型

TFI=0.052P1+0.053P2+0.035P3+0.055P4+0.053C1+0.054C2+0.053C3+0.049E1+0.056E2+0.034E3+0.053E4+0.054E5+0.050E6+0.054G1+0.052G2+0.053G3+0.056G4+0.052G5+0.056G6

(2)

式中:TFI——貿易便利化水平;

Px、Cx、Ex、Gx——各個一級指標。

各個一級指標前的系數為TFI中的載荷。將上合組織國家貿易便利化標準化后的指標值代入式(2)中,手動計算出綜合得分(表3)。參考學者張淑輝等[19],綜合得分評價標準共分為四個等級:0.8分以上為非常便利,0.7～0.8分為比較便利,0.6～0.7分為一般便利,0.6分以下為不便利。

表3 2006—2019年上合組織國家貿易便利化水平測算結果與排名Tab. 3 Result and rank of SCO countries’trade facilitation levels between 2006 and 2019

從表3來看,2006—2019年上合組織國家的貿易便利化水平總體呈上升態勢。這意味著上合組織國家的對外貿易環境在逐漸向好,貿易效率也在持續提高。印度的貿易便利化在2010年后基本上處于一般便利的水平。巴基斯坦的貿易便利化也在2010年后上升至比較便利的水平。俄羅斯聯邦的貿易便利化水平從2014年后上升到一般便利。哈薩克斯坦的貿易便利化水平為不便利,距離一般便利還有一定的差距。吉爾吉斯斯坦與塔吉克斯坦兩國的貿易便利化水平得分較低,變化不大,有較高的提升空間。

1.3 貿易便利化水平對貿易持續時間影響的機制分析

作為貿易便利化理論基礎的交易成本理論,指進行市場交易行為時須付出的必要代價。交易成本分為直接和間接交易成本。直接交易成本是由貿易的通關手續及關稅所產生的費用。間接貿易成本是由各種商業活動的失誤而間接導致費用增加的成本。因此,貿易便利化的目標最終歸結為降低貿易成本。貿易成本的降低會提升進口商、出口商的貿易積極性,從而擴大貿易額,貿易額的增大會使貿易關系更加穩定。影響的機制分析如圖1所示。

圖1 貿易便利化水平對貿易持續時間影響的機制分析

2 貿易持續時間估計結果

2.1 生存函數估計方法

生存分析又稱久期分析,主要用于考察個體從某一種狀態過渡到另一種狀態所花費的時間。該方法通過建立生存函數計算生存概率,描述出時間概率分布的基本特征。目前,一些學者利用生存分析法來分析研究貿易持續時間[20]。文章同樣采用生存分析法中Kaplan-Meier的非參數來估計中國農產品出口上合組織國家的貿易持續時間基本分布情況。設發生失敗時間為T,離散隨機變量為ti,Pr表示概率,則該函數

p(ti)=Pr(T=ti)

(3)

其中,i=1,2,…,n,且t1

(4)

風險函數

(5)

而生存分析中Kaplan-Meier的非參數估計法能有效解決數據“右歸并”問題。故設樣本的觀測區間為(ti,ci),其中ti為生存時間的觀測值,ci為觀測值的結局。如果結局為失敗,ci取0,相反則取1。記t1

(6)

風險函數的非參數估計

(7)

2.2 數據來源及數據處理

2.2.1 數據來源

大多學者的文獻均利用久期數據來完成生存分析法對貿易持續時間的測算[21]。本研究主要采用UNCOMTRADE數據庫中2006—2019年中國農產品出口上合組織國家的HS6分位編碼的貿易數據。其中農產品界定范圍具體包括第一類:HS1～5章的活動物及動物產品。第二類:HS6～14章的植物產品。第三類:HS15章的動、植物油脂及分解產品。第四類:HS16～24章的食品、飲料、醋、酒和煙草等產品。第五類:29章的甘露糖醇和山梨醇,35章的蛋白質物質、淀粉、膠,38章的整理劑,41章的生皮,43章的生羊皮,50章的生絲和廢絲,51章的羊毛和動物毛,52章的原棉、廢棉、已梳棉以及53章的生亞麻和生大麻?？傆?7 800個樣本觀測值。

2.2.2 數據處理

1) 數據歸并問題。樣本的觀察時間是2006—2019年。在所觀測的數據中,由于中國對哈農產品出口在2006年之前就已存在,并且在研究結束的2019年貿易關系還在持續,因此,數據存在歸并問題。左歸并問題通過刪除2006年的樣本觀測值可以得到解決。右歸并問題可以通過在生存分析法中設置結果變量解決。本文選取的農產品出口最長為13年。

2) 多個貿易持續時間段問題。生存分析在研究生存壽命問題時,每一個關系只存在一個結局。然而在研究貿易持續時間問題時,會有中國某一農產品出口上合組織國家一段時間后,出現中斷,后續又重新開始出口該產品的情況。在本文所選樣本數據觀察期內,可能會存在中國農產品出口上合組織國家貿易關系持續片段數超過1,就代表存在多個貿易持續時間段的情況。但有研究證明多個貿易持續片段的狀況對貿易持續時間分布不會造成大的影響[22]。因此,只要將多個貿易持續片段中的每一個片段視為相互獨立,即可解決這個問題。

2.3 生存分析結果

本文運用ststa16軟件繪出中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的整體生存曲線、基于農產品分類別生存曲線。表4、圖2展示了我國農產品出口上合組織國家貿易持續期分布情況的基本信息。根據全樣本的分析結果可以得出,中國農產品出口上合組織貿易持續期分布有3個基本特征。

圖2 中國出口上合組織國家農產品總體生存曲線

表4 中國農產品出口上合組織國家生存率的描述性統計Tab. 4 Descriptive statistics on the survival rate of Chinese agriculture product exporting SCO countries

第一,從表4可見,整體上中國出口上合組織國家的農產品生存時間偏短,中位值為6年。從生存時間看,第一類和第三類農產品的出口貿易存續期均值分別為6.35年和6.26年,中位數均為6年。第二類農產品的出口貿易存續期的均值為6.53年,中位數為6年。第4類農產品和第五類農產品的出口貿易存續期均值分別為6.64年和6.78年。因此,分類別農產品中生存時間最長的為第5類,其次是第4類。從生存率看,我國出口上合組織國家第五類農產品生存率均高于其他四類農產品。第一類、第三類農產品的持續時間生存率下降較快。

第二,我國農產品出口上合組織國家貿易持續時間存在“門檻效應”。從圖2生存曲線下降的幅度可以看出,中國農產品出口上合組織國家的生存率從出口1年后89.56%驟降至5年的53.80%,降幅為35.76%,出口5年后下降的幅度逐漸變緩。因此,中國農產品出口上合組織貿易的門檻值為5年。在貿易關系建立的初始階段,貿易關系中斷概率較高,但是隨著貿易往來愈漸頻繁,貿易中斷的概率下降幅度逐漸變緩,貿易關系也會隨之趨于穩定。

第三,我國農產品出口上合組織國家貿易持續期生存函數具有負的時間依存性特征。中國農產品出口上合組織國家的貿易生存率的下降幅度會隨著出口貿易持續時間的延長而下降。負的時間依存性表明,延續現存的貿易關系和促使貿易關系持續穩定發展比大力構建新的雙邊貿易關系更重要。

圖3是中國出口上合組織國家農產品分類別生存曲線。中國出口上合組織國家的農產品的類別不同,其貿易持續時間也不同。由表4、圖3可以發現,分類別農產品的出口生存率在總體趨勢上有著明顯的差異。相較于其他類別農產品,第五類農產品的生存率整體上高于其他類別農產品?？赡艿脑驗樵擃愞r產品包含淀粉、生皮、動物毛、原棉、廢棉、已梳棉以及生亞麻和生大麻等原材料。其進口運輸、儲存條件相對較低,貿易成本也隨之降低。第二類、第四類農產品有較長的保質期限且對運輸和儲藏條件要求相對較低,故其生存率較穩定。與之相比,第一類和第三類(活動物和動植物油脂分解)農產品的生存率較低?？赡芙忉尩脑驗檫@兩類農產品需要海關檢疫程序較為復雜、保鮮條件相對較高及運輸成本大等。

圖3 中國出口上合組織國家農產品分類別生存曲線

3 實證分析

3.1 模型構建

運用Stata16軟件來探究上合組織國家的貿易便利化水平和其他變量對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的影響程度,并參照陳勇兵等[23]采用的方法構建Cloglog離散時間模型。借助Logit、Probit兩個模型分別回歸,完成穩健性檢驗。借助Logit、Probit兩個模型分別回歸,完成穩健性檢驗。Cloglog離散時間模型的公式如式(8)所示。

Cloglog=[1-hj(X|v)]

=log{-log[1-hj(X|v)]}

=x′β+γj+μ

(8)

式中:hj——不同時間內的危險率,j=1,2,3,…;

X——自變量集合;

β——控制變量的系數;

γj——基準風險率;

μ——誤差項;

v——不可觀測的異質性。

Cloglog離散時間模型輸出的結果中,若該控制變量的系數小于0,表示該變量與我國農產品出口上合組織國家貿易持續時間存在負相關關系,也就代表該變量系數增大反而會降低中國與上合組織國家間貿易關系中斷的概率,從而穩定貿易關系。反之,系數大于0,表示該變量與被解釋變量存在正相關關系,則表明該變量將增加貿易中斷的可能性,從而不利于貿易關系穩定持續發展。

3.2 變量選取

參考已有學者對影響貿易關系持續時間因素的研究[24],本文將選擇國家層面變量及產品層面變量(表5)。

表5 變量名稱及主要數據來源Tab. 5 Variable names and primary data sources

3.2.1 貿易便利化(lntfi)

該值由式(3)測算得出并取對數值表示。參照張鳳等[25]研究指出貿易便利化的提高能促進企業出口持續期的延續。因此,貿易便利化水平提升越高,貿易成本則越低,從而促進出口貿易關系的穩定和持續。

3.2.2 國家層面特征變量

(1)目的國的消費能力(lnperGDP)。這里使用2011年不變價衡量上合組織國家人均GDP水平的對數表示。該值越大,表明上合組織國家國內居民的消費能力越強,越有助于中國農產品出口上合組織國家,從而促進出口貿易關系的可持續性。(2)匯率變動(lnrex)。這里采用上合組織國家堅戈兌換人民幣的數量表示。有學者[26]得出結論,進口國匯率的變化可能導致貿易持續時間的變化。該值越大,表明越有利于中國農產品出口上合組織國家,進而對我國農產品出口上合組織國家的貿易持續時間有積極影響。預期符號為負。(3)貿易自由度(lntradefreedom)。參照學者提出貿易自由度對農林產品貿易持續時間的研究[27],這里采用上合組織國家在2006—2019年貿易自由化程度取值。上合組織國家貿易自由度越高,它的市場開放程度越大,貿易的自由化水平就越高,貿易往來越暢通,越有利于各國間建立更加穩定和可持續的貿易關系。預期符號為負。(4)是否有共同邊界(com)。該變量用中國與上合組織各成員國間有無接壤來表示。兩國間有接壤取1,反之,取0。兩國間有共同的邊界會縮短貿易成本,從而有利于兩國間貿易關系的持續,降低貿易中斷的概率。預期符號為負。(5)地理距離(lndist)。本文使用中國與上合組織國家距離的對數表示。該變量代表中國與上合組織國家間可變的貿易成本。地理距離越短,農產品貿易的物流、倉儲、運輸成本越少,就越有利于我國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的延長,從而有利于貿易關系的穩定。預期符號為正。

3.2.3 產品層面特征變量

(1)出口競爭力(rca)。我國農產品在出口市場上競爭力越大,表明我國農產品退出市場的可能性將減少,其貿易中斷的風險降低,中國與上合組織國家間的貿易關系則越穩定。該變量用顯性比較優勢指數表示。若指數大于0,表明我國農產品在出口市場上具有國際競爭力并取1,否則取0。預期符號為負。(2)產品出口貿易額(lnexpv)。該變量用每個產品的貿易額的對數值表示。我國農產品出口上合組織各成員國的出口貿易額越大,表明上合組織各成員國對我國的農產品需求越大,貿易雙方對農產品貿易的互有信心,貿易中斷的概率則會降低,有利于兩國貿易關系持續。預期符號為負。(3)市場占有率(lnshare)。該變量采用中國出口至上合組織國家農產品貿易額占中國農產品總出口貿易額的比重表示。一些學者也考察了產品的市場占有率對貿易持續時間的影響[29]。該值越大,表明中國農產品在上合組織國家的市場份額越高,越有利于兩國建立更加穩定和可持續的貿易關系。預期符號為負。

3.3 實證分析結果

在本文中,使用離散時間模型Cloglog考察影響我國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的因素。表6展示了本次回歸結果。

表6 貿易便利化、產品層面及國家層面特征變量對貿易持續時間的影響估計結果Tab. 6 Estimate the results of feature variables of trade facilitation, products and countries influencing trade duration

在回歸結果中,擬然比檢驗拒絕了原假設,表示農產品與國家間不存在不可觀測異質性。相關學者研究指出,不考慮控制不可觀測異質性會導致估計結果偏差[30]。因此,本次基準回歸需考慮控制不可觀測異質性(見表6的第1、2、3列)和未控制不可觀測異質性(見表6的4、5、6列)。其次,基準回歸采用逐步回歸。第1、4列表示僅引入變量貿易便利化(lntfi)的回歸結果。第2、5列為增加產品層面特征變量的回歸結果。第3、6列表示引入國家層面特征變量的回歸結果(在第2、5列回歸結果的基礎上)。

3.3.1 貿易便利化

表6中,貿易便利化(lntfi)變量對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的影響顯著,且系數符號與預期相符。分別加入產品層面和國家層面的特征變量后,貿易便利化(lntfi)的系數與符號均未發生改變。該變量每提升1%,則中國與上合組織國家間的貿易關系中斷的風險率下降13.7%。這也就說明貿易便利化水平越高,中國農產品出口上合組織國家間貿易成本則越低,使得大批企業進入市場,間接提高生產效率,從而有利于我國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的延續及貿易關系的穩定。

3.3.2 產品變量層面

產品的出口貿易額(lnexpv)變量的符號與預期相反。原因可能是產品出口貿易額較大會使目的國的預期期望值變大,但我國農產品出口市場上的產品競爭力較低。市場占有率(lnshare)的系數為負,與預期符號相符。也就代表我國農產品在上合組織國家市場占有率越高,就越有利于貿易關系的穩定持續發展。控制變量出口競爭力(rca)影響顯著,系數符號與預期相符。我國農產品的出口競爭力提高1%,兩國間貿易中斷的風險概率降低24.8%。這表明我國農產品退出上合組織國家市場的可能性將減少,貿易中斷的風險降低,中國與上合組織國家間的貿易關系則越穩定。

3.3.3 國家變量層面

所選變量中,目的國的消費能力(lnperGDP)系數符號與預期相反。上合組織國家的人均消費能力越高,中國與上合組織國家的貿易關系中斷的概率會增加,但影響較小。匯率變動(lnrex)的系數為正,也就說明該變量不利于維持兩國間貿易關系的持續。同樣可以從表6中看出,變量貿易自由度(lntradefreedom)結果與預期不符?？赡芙忉尩脑蚴巧虾辖M織國家貿易自由度越高,貿易關系就越多元,從而不利于貿易關系的持續穩定。變量是否有共同邊界(com)、地理距離(lndist)回歸結果和預期一致。這表明,中國與上合組織國家間的可變貿易成本縮短會促進貿易關系的持續及穩定。

3.4 穩健性檢驗

上文使用離散時間模型Cloglog考察了貿易便利化水平及其他影響因素對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的影響。為了進一步驗證表6中的基準回歸結果,進一步使用Logit、Probit模型對貿易便利化水平、產品層面及國家層面特征變量回歸分析。從表7的回歸結果中可以看出,貿易便利化、產品層面變量、國家層面變量的回歸結果與上文均一致。因此,驗證出表6所得的結果是穩健的。貿易便利化水平提高有利于穩定中國農產品出口上合組織國家貿易關系。

表7 穩健性檢驗Tab. 7 Robustness testing

4 結論與政策建議

4.1 結論

本文建立了較為全面的貿易便利化綜合評價體系并測算了上合組織國家貿易便利化水平,采用K-M非參數分析法探究中國農產品出口上合組織國家貿易的生存時間的基本特征,借助Cloglog離散時間模型探討貿易便利化水平對中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的影響,得出以下結論。

1) 上合組織國家的貿易便利化水平總體上升,但各國間貿易便利化水平差距仍然較大。上合組織國家中,中國的貿易便利化水平較高。印度與巴基斯坦的貿易便利化基本持平在一般便利的水平。俄羅斯的貿易便利化水平由不便利逐步提升至一般便利的程度。吉爾吉斯斯坦與塔吉克斯坦的貿易便利化水平雖然不高,但上升空間大。

2) 中國農產品出口上合組織國家貿易的持續期較短,且中位值為6年,存在“門檻效應”、具有負的時間依存性。第五類農產品的生存率整體上高于其他四類農產品。

3) 貿易便利化水平提高有利于中國農產品出口上合組織國家貿易持續時間的延續及穩定。貿易便利化水平的提升,會促使進出口的交易成本降低。貿易成本的降低會提升進口商、出口商的貿易積極性,從而擴大貿易額,貿易額的增大會使貿易關系更加穩定。

4.2 政策建議

針對上述研究與結論,提出以下政策建議。

1) 不斷完善上合組織貿易合作體系,共同推進區域經濟合作貿易便利化。通過加強上合組織國家間政策的溝通,大力提升海陸空等基礎設施水平的建設,提高邊境口岸的運行效率,共同促進上合組織國家間互聯互通,從而有效推進中國與上合組織高水平的貿易自由和便利化,使上合組織國家間貿易互通制度得到不斷完善。

2) 簡化各國間通關手續,消除貿易壁壘,營造高效率的海關環境。繼續深化上海合作組織成員國之間的經濟協作,利用上合組織間貿易信息共享平臺拓展我國農產品出口上合組織國家市場。

3) 加快推進絲路電商平臺建設,健全我國絲路電商發展支撐體系政策,助推上合組織國家數字貿易發展便利化。協商上合組織國家間實現制度規則、體制機制互通、建立貿易規范統一化。營造透明的監管環境,提高進出口商的貿易積極性。