外交关系对双边贸易的促进作用研究

蒋业恒，李清如

(对外经济贸易大学国际经济贸易学院，北京100029)

一、引言及文献

良好的双边政治关系，可以加强国家间的沟通，增进双方的理解和互信，降低双边经济活动的交易成本，从而推进双边经贸关系的持续发展。毫无疑问，建立外交关系是双边政治关系得以巩固和发展的重要前提和保障。那么，作为政治关系象征的外交关系的存在能够促进双边贸易吗?可能我们会不假思索地给予肯定，因为几乎所有国家的外交部职责中都有拓展涉外经济活动等相关内容。但是，正如Rose(2004)检验世界贸易组织(WTO)的贸易促进作用一样①与一般理解相悖，Rose(2004)没有发现世界贸易组织促进贸易。，作者在严格的实证检验与谨慎的分析之前无法对这个看似简单的问题给出确切的答案。

现有文献中，与本文研究问题最为相近的是Rose(2007)，他分析了出口国家在进口国家的大使馆、领事馆的数目对于其出口的影响，发现领事馆的数目每增加一个，出口额增加6%到10%之间，并且大使馆的存在要比领事馆的出口促进作用更大。虽然他控制了国家固定效应，以及通过工具变量法来解决变量的内生性问题，但是Rose(2007)使用的样本是横截面数据，样本中只包括了22个出口国家，因此，也就无法避免样本观测值数目少和不具有代表性的问题。Nitsch(2007)检验了国家首脑的国事访问对于双边贸易的促进作用，他发现国家首脑对别国的国事访问每增加一次就会促进其出口增加8%到10%之间，而对其从别国进口的促进作用不如对别国出口的促进作用显著，他还用差异中差异(Differences－in－Differences)的方法处理了反向因果关系，发现了多次国事访问对于国家的出口增长有着较强的促进作用。另外，他还用国家间的旅游人次作为工具变量进一步确认了国家首脑的国事访问次数对双边贸易的促进作用并不是内生性偏差的结果。然而，Nitsch(2007)仅仅研究了法国、德国和美国首脑对其他国家的国事访问对贸易的影响，这显然也存在着样本不具有代表性的问题，并且用旅游人次作为国家首脑国事访问的工具变量存在着不可忽视的识别问题。

另外，最近还有两篇相关研究。Michaels和Zhi(2010)研究了两国公民之间相互好感的下降是否影响双边贸易，他们的研究对象是对于是否武力打击伊拉克这一问题而发生过严重分歧的美国和法国。在这期间，相对于其他欧盟或经合组织国家，他们发现美国从法国的进口降低了15%，而法国从美国的进口降低了8%，这尤其表现在美国从法国进口中间产品份额的巨幅降低上。他们的研究表明，在企业购买的中间投入品存在着替代对象时，企业并不只考虑成本因素，其对于对方的好感程度也是十分重要的选择标准。但是他们忽略了一个问题，由于美国和法国都是世贸组织成员，政见的分歧不会导致关税壁垒的上升，但是非关税壁垒没有变化吗?而两国公民相互好感的降低对贸易的减少作用很可能就是通过非关税壁垒的增加而导致的。Berger et al(2012)检验了冷战期间美国中情局(CIA)对别国的政治干预是否促进了美国与被干预国家的贸易，他们发现在考虑了贸易成本的降低、意识形态的变化、美国对被干预国家的贷款和馈赠后，中情局的干预对被干预国家从美国的进口仍旧有着明显的促进作用，而相关国家对美国的出口没有明显变化。而且，被干预国家从美国进口的增加主要来自于政府直接购买的产品上。他们的研究表明一国的政治影响可以为该国的产品创造更大的国际市场。然而，有失偏颇的是，他们仅以美国向被干预的国家出口比较劣势的产品来说明被干预国家进口的增加不是由双边贸易成本的降低导致的，但事实上美国和被干预国家建立起的政治联系是非常有可能降低双边贸易成本的。

鉴于以上文献的启发，作为国家间政治关系最基本体现形式的外交关系对双边贸易额的影响究竟如何?本文将通过检验跨度为41年的双边贸易数据集来回答这个问题。

二、数据及方法

(一)数据介绍

表1 变量及解释

表2 变量的描述统计量

本文采用的数据主要来自于Rose(2004)对世界贸易组织成员国身份贸易促进作用的研究以及Barthel和Neumayer(2012)对避免双重征税的税收协定(Double Taxation Treaties)的扩散的研究①有关本文使用数据的详尽介绍，读者可以查阅他们的论文以及个人主页。http://faculty.haas.berkeley.edu/arose/。Barthel和 Neumayer(2012)的研究中有一个虚拟变量表示国家之间有无外交关系，这是本文的关键变量。一般来说，外交关系的级别由低到高可以分为代办(Chargés d＇affaires)、公使(Minister)、大使(Ambassador)，鉴于本文的研究目的，双方存在外交关系被视为存在以上三种形式中的任意一种。另外，作者还关注了双边投资协议(BIT)和税收协定(DTT)这两个虚拟变量。作者认为大量的双边贸易研究忽视了双边投资协议和税收协定的影响是不完整的。虽然，它们对于外国直接投资有着更为直接的作用，但是外国直接投资对双边贸易的促进作用也得到了大量研究的证实，因此有必要将双边投资协议和税收协定的影响考虑在内。为了研究需要，本文选取的时间区间为1959年到1999年，长度为41年。表1为本文使用的数据中的变量以及变量的含义，其中包括较多影响双边贸易成本的变量，本文关注的变量是DIP、BIT、和DTT这三个虚拟变量。作者在表2中给出按各个变量的描述统计量，可以看出存在外交关系观测值的双边贸易额要比不存在外交关系观测值的贸易额要高，而且存在外交关系的国家间距离更近、双边经济规模更大、双边富裕程度更高。

(二)实证方法

自Tinbergen(1962)首次采用引力方程式来研究国家间的贸易额以来，它就成为研究国际贸易的标准工具。Anderson and Wincoop(2003)提出引力模型中应该包含多重阻力项，如果用Xij表示出口额，Pi表示i国出口到世界市场面临的多重阻力，用Pj表示j国从世界市场上进口的多重阻力，设Y为世界总收入，Yi为出口国的收入，Ej为进口国的支出，φij表示两国之间的贸易阻力，则有:

在实证估计时，通常的做法是采用上式的对数形式，用i国的国内生产总值来代替Yi，用j国的国内生产总值来代替Ej，用双方历史、地理等特征代替φij，并控制国家固定效应来获得系数的无偏估计量。Baldwin and Taglioni(2006)指出，使用面板数据估计引力方程式时，要控制随时间变化的进、出口方固定效应和国家组固定效应。但是，当数据集有很多国家和很长的时间段时，一般的统计软件是无法处理大量的固定效应变量的。对此，Head et al(2010)提出，在需要控制的固定效应较多时，可以采用引力方程的比例形式，而这种方法需要确定两个国家作为估计方程的参照国家，所以要检验估计结果是否随不同参照国家的选择而改变。借鉴以往的相关研究，本文采用的引力方程式如下:

其中Xijt为真实贸易额，Cons表示常数项，CONTROL为表1中除年份和同属于一个国家外所有的其他解释变量，{Tt}为年份固定效应，Dij表示不随时间变化的国家组固定效应，Fit和Fjt分别代表随时间变化的i国和j国的多重阻力项，εijt为误差项。作者最为关注的系数是γ，如果外交关系的存在促进双边贸易，该系数的符号为正;另外作者还关注β1和β2，如果双边投资协定和税收协定促进贸易，这两个系数的符号也为正;作者将在下文对这些预期进行严格的检验。

三、基准估计结果及分析

运用引力方程式的基准估计结果在表3中给出。为了节省空间，表中只列出了主要的解释变量。其中第一列是控制了年份固定效应、并以国家组为稳健标准差聚类的普通最小二乘回归结果;第二列是控制了国家组固定效应并以年份为稳健标准差聚类的虚拟变量最小二乘回归结果;第三列在第二列的基础上又控制了年份固定效应，以将世界市场随时间变化的趋势考虑在内;第四列在第三列的基础上还控制了第三国效应(Third Country Effect)，以控制双边贸易对于世界市场的影响，从而使引力方程式包含一般均衡的特征;第五列在第二列的基础上控制了被解释变量的一阶滞后，这是为了考虑双边贸易额变化的持续性，因为不可观测因素对贸易的冲击通常需要时间缓慢体现在双边贸易额上;第六列控制了国家组固定效应以及随时间变化的出口国和进口国的多重阻力项，但是在具体操作时，限于一般统计软件的处理能力，作者无法将41年的数据全部加入进去，于是只考虑从1960年到2000年间以五年为间隔的时间点①Subramanian and Wei(2007)以五年为间隔将Rose(2004)的数据更新到2000年。;第七列依照了Head et al(2010)的做法，以美国和法国为参照国家，估计了比例形式的引力方程式，这种方法的优点就是可以约去大量的固定效应，缺点就是结果易受参照国家选择的影响。这七种不同形式的引力方程回归结果是本文的基准结果。

从所有的回归结果可以看出，γ在所有形式的估计式中都显著为正，即外交关系的存在明显促进了双边贸易，β1和β2在第一列至第六列所用的估计式中都显著为正，说明了双边投资协议和税收协议对双边贸易也有促进作用，但在第七列这种作用消失，而且双边投资协议的系数在10%的水平上显著为负。

表3 基准估计结果

第一列的回归结果与大多数的引力方程估计结果相似，双方国内生产总值每增加1%，双边贸易额增加0.8%;双方距离每增加1%，双边贸易额降低约1%;而且与Rose(2004)相同，作者仍旧没有发现世贸组织成员国身份促进双边贸易，普惠制反而使双边贸易明显增加。出于本文的研究目的，更为重要的是国家间存在外交关系可以使双边贸易增加98.4%，存在双边投资协议和税收协议分别使双边贸易增加35.7%和67%①计算公式为100 ×(e0.685－1)，100 ×e(0.305－1)，100 ×(e0.513－1)，以下的设计外交关系、投资协议和税收协议的作用的计算与这里类似。。虽然在第一列的回归中已经加入了较多控制贸易双方国家特征的变量，但是建立外交关系很可能受双方政治和经济特征以及世界形势变化的影响，这就产生了内生性问题，而第二列到第七列对于解决这些内生性问题是重要的。第二列控制了国家组固定效应后，不随时间变化的可观测的双边特征如双边距离、是否使用相同语言、是否接壤等就从回归中略去了，这时我们发现γ、β1和β2的估计值相比于第一列的估计值变小了，外交关系、双边投资协议和税收协议的贸易促进作用分别为31.3%、21.5%和31.3%。第三列在此基础上又控制了年份固定效应，外交关系和双边投资的系数有了一定程度的降低，但仍旧十分显著，而税收协议的系数反而上升了，这很有可能是随时间变化的世界市场因素导致的。第四列考虑了双方对第三国市场的影响，这时外交关系对贸易的促进作用为20.9%，双边投资协议和税收协议的系数均在1%的水平上显著为正。第五列加入了双边贸易额的一阶滞后项后，γ、β1和β2的估计值相比第一列到第三列均有了较大程度的降低，外交关系、双边投资协议和税收协议的存在对贸易的促进作用分别为11%、8%和9.1%，需要注意的是这里的估计值是短期效应。按照Baldwin and Taglioni(2006)的观点，由于第六列控制了随时间变化的多重阻力项和国家组固定效应，其得到的系数估计值应该是最优的，这时我们看到外交关系对双边贸易的促进作用为14.7%，其估计值在1%的水平上显著，双边投资协议的贸易促进作用为6.8%，其估计值在5%的水平上显著，税收协议的贸易促进作用为8.7%，其估计值在1%的水平上显著。考虑到加入固定效应个数的可行性，第六列只选取了9个以五年为间隔的时间点，Head et al(2010)提出可以用引力方程式的比例形式来解决固定效应过多的问题，按照这种方法，作者在第七列以美国和法国为参照国家进行了回归，发现外交关系对贸易的促进作用为56.2%，而双边投资协议和税收协议对贸易没有促进作用。另外，作者还以英国和德国、美国和日本、德国和法国为参照国家做了回归，发现γ的估计值始终在0.1和0.5之间，而β1和β2的估计值要么不显著、要么符号为负。

四、稳健性检验

(一)不同的子样本

在基准形式的引力方程式的回归中，作者利用了数据随时间和截面变化的特征。在稳健性分析中，作者将数据划分为如下子样本:(a)以五年为间隔的横截面数据;(b)至少一方是工业国家;(c)至少一方是低收入国家;(d)至少一方位于以下地区:东亚和南亚、西亚和北非、撒哈拉非洲、拉丁美洲;(e)除去美国、英国、法国、德国、日本、加拿大、意大利这七个经济规模最大的国家。

表4 以五年为间隔的横截面数据

表5 至少一方为工业国家

表6 至少一方为低收入国家

表4中给出了41年间7个时间点的截面数据估计结果①限于篇幅，1960年的数据没有列出，但外交关系、双边投资协议的系数均显著。，这里所用的引力方程式除了基本的解释变量外，还控制了国家固定效应，为了节省空间，表中只列出了本文关注的解释变量。可以看出，γ的估计值在每一年均十分显著且具有经济意义，而β1和β2的估计值十分不稳定。外交关系对双边贸易的促进作用在29.6%到128.6%之间，双边投资协议对贸易没有促进作用，税收协议在1985年和1990年居然对双边贸易有明显的抑制作用。虽然普通最小二乘法通常存在内生性的问题，但是表4的结果仍然有力的支持了外交关系对贸易的提升作用。

在表5到表8中，作者采用了和表3对应的前六种估计方程式形式，因为对样本进行了限制，所以Head et al(2010)的方法在这里不宜采用。表5将样本中双方都是非工业国家的观测值剔除，样本中的观测值比全样本中少了一半，作者发现外交关系的系数在所有估计形式中均十分显著，在本文偏好的第六种估计形式下其贸易促进作用为10%，这与对应的基准形式中的估计值相近，而此时双边投资协议和税收协议的系数不显著，而且符号与之前的预期相反。

在表6中，作者将双方都是中、高收入国家的观测值剔除，即考虑低收入国家参与的国际贸易，此时样本中的观测值也比全样本时减少了约一半。同样地，外交关系的估计系数均显著，在第六种估计形式中，外交关系估计系数的显著水平有所下降，但在5%的水平上显著为正，其贸易促进作用为9.3%。投资协议的贸易促进作用为16.3%，反映了低收入国家吸引外资对贸易的推动作用。

在表7中，作者考虑了贸易一方来自于四个欠发达地区的样本，表中只列出了外交关系的估计系数。这四个地区的国家曾经都是帝国主义列强的殖民地，检验它们独立后建立外交关系对于贸易的促进作用比较有意义。作者发现所有地区、所有估计形式的外交关系的系数均显著为正。从第六种估计形式来看，外交关系对西亚和北非国家的贸易促进作用最大，其次为东亚和南亚国家，系数估计值最小的是撒哈拉非洲国家，外交关系的存在对其促进作用为7.6%，而且只是在10%的水平上显著为正。但是，这里的结果依然不影响基准形式的结论。

一国经济实力越强，其建立外交关系的能力和动机也越强，在考察外交关系对国际贸易的促进作用时，也必须考虑这个问题。为此，在表8中，作者剔除了七国集团(G7)成员国，但发现外交关系、投资协议和税收协议所有的系数估计值依然显著为正，而且大小比较稳定。在本文较为偏好的第六种估计形式中，它们的贸易促进作用分别为12.7%、11%、15.4%。

表7 至少一方为亚、非、拉国家的外交关系的系数估计值

表8 除去美国、英国、法国、德国、日本、加拿大、意大利

表9 匹配数据估计法下外交关系的系数估计值

(二)匹配数据估计法

前面是以不同的样本来说明基准估计结果的稳健性，那么，当采用不同的估计方法时基本结论是否改变呢?例如Chang and Lee(2011)就指出通常的参数估计法存在着模型设定错误，忽视了异质处理效应，而这可能是Rose(2004)没有发现世界贸易组织促进成员国贸易的主要原因，他们提出用匹配、排列检验和灵敏度分析等一系列非参数估计法来减少模型设定错误、考虑异质处理效应、降低潜在的选择性误差。与他们类似，作者将采用在劳动经济学和健康经济学中被广泛采用的匹配数据估计法来重新对数据进行估计，以检验基准回归结果的灵敏程度。这里匹配时用的控制变量包括表1中除了外交关系以外的所有解释变量。另外，在做匹配时，具体做法有三种:与存在外交关系的观测值匹配、与不存在外交关系的观测值匹配、以及全部样本进行匹配。其中，第一种为先从存在外交关系的样本中取一个观测值，然后再从不存在外交关系的样本中找到一个与之距离最近的观测值与之匹配;第二种的顺序与第一种相反，即先从不存在外交关系的样本中取观测值;第三种是在全样本中先取一个观测值，然后再与之匹配一个距离最小的观测值，而不论观测值是否存在外交关系。另外，对于每一种匹配方法，作者选取了全部的匹配数据、匹配数据中最好的80%、60%、40%，依次给出了估计结果。表9中列出了估计结果，第一列为假定外交关系存在异质性的排列检验，第二列假定外交关系是同质的，第三列考察在对数据进行匹配估计时是否存在选择性偏差，一般来讲，Γ*的值大于1.5时就认为不存在选择性偏差。

从所有的估计系数的p值来看，外交关系的系数均在1%的水平上显著，而且排列检验与带符号的秩检验得到的估计系数基本相似，但由于前者考虑了数据的异质性，因此在分析时，作者将主要分析排列检验的估计结果，更令人信服的是单边和双边检验的统计量都大于1.5，这说明估计值的选择性偏差较小。可以看出，这里的估计系数要比基准估计式下大很多，如果只关注存在外交关系的情形，作者发现在匹配数据最优的40%中，外交关系对双边贸易的促进作用为114.9%，其他情形与之类似。当然，这里目的不是比较引力方程式和匹配估计法得到的系数差异，而是证明外交关系对贸易的促进作用并不受估计方法的影响。

五、结 论

国家间政治关系是经贸关系深入发展的前提，因为双边政治上的沟通和互信可以减少跨国经济活动的交易成本，作为双边政治关系最基本体现形式的外交关系对双边贸易有促进作用吗?这是个容易让人忽视和匆忙作答的问题。本文采用引力方程式对1959年到1999年的数据进行了估计，发现外交关系对双边贸易有着明显的促进作用，控制了多重阻力项和国家组固定效应的估计方程显示其对双边贸易的促进作用为14.7%。在将全样本分割为横截面数据、工业国家数据、低收入国家数据、地区数据、除去七国集团数据等子样本后，作者依然发现外交关系的估计值与基准形式估计值相近，而且外交关系对贸易的显著促进作用还得到了匹配数据估计法的进一步证实。相反，象征双边经济关系的双边投资协议和税收协议的贸易促进作用并不稳健。

本文存在的一个问题是忽略了大量的零贸易现象，Silva and Tenreyro(2006)指出对数线性化引力方程式必会导致舍去大量的零贸易额，为此他们提议用泊松假极大似然估计法(PPML)，但是他们的估计方法无法运用到面板数据上。而且，即使考虑到零贸易额，作者认为也不足以挑战本文的结论，因为存在零贸易的国家间存在外交关系的可能性几乎为零。

出于本文的研究目的，作者将代办、公使、大使级别的外交关系都归类为存在外交关系，显然它们是有区别的，下一步将研究它们对贸易促进作用的差异。

［1］Anderson，J.and Wincoop，E.Gravity with Gravitas:A Solution to the Border Puzzle，American Economic Review，2003，93(1)，pp.170 －192.

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