贸易便利化对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间影响研究*

王瑾，张庆萍，马文萱

(新疆农业大学经济管理学院,乌鲁木齐市,830000)

0 引言

“一带一路”倡议在深化互联互通、贸易畅通上可以推进上合组织深化合作的进程,但上合组织各个国家的政策环境、清关手续、贸易关税、运输条件等参差不齐。因此,推动贸易便利化对上合组织国家间开展农产品贸易具有重要的现实意义。贸易便利化旨在简化海关程序、合理降低贸易的交易成本,加快贸易双方间各要素的跨境流通。国内外学者对贸易便利化的研究主要展现在两个方面:一是对贸易便利化指标体系测度的研究。例如Wilson等[1]运用指标海关环境、监管环境、电子商务、港口效率指标来测算贸易便利化水平。随着贸易便利化评价体系的不断完善,左喜梅等[2]还纳入了指标金融服务。二是贸易便利化对贸易的影响研究。研究表明,贸易便利化对贸易流量[3]、贸易出口[4]、贸易潜力[5]都有不同程度的影响。

经济提速需要稳定的出口贸易关系,出口贸易关系的持续比新增贸易关系更能拉动经济的增长潜能。贸易持续时间对确保进出口贸易双方稳定双边贸易关系意义重大。关于贸易持续时间的研究,当前文献主要从贸易持续时间的特征[6]及影响因素两个层面展开分析[7]。大多数学者得出贸易持续时间存在负的时间依存性[8]、门槛效应[9]等特征。而贸易持续时间的影响因素包括国家层面及产品层面。例如冯伟等[10]研究影响中国进口贸易持续期主要从人均GDP、汇率、地理距离等国家层面因素展开。张巧等[11]研究了中国木家具出口贸易持续时间,产品层面影响因素包含产品初始贸易额、产品竞争力等。然而鲜有学者研究贸易便利化水平作为影响贸易持续时间即贸易关系稳定性的变量[12]。目前,中国与上合组织国家的农产品贸易研究主要集中机遇与挑战[13]、时空特征与竞合关系[14]与发展潜力[15]等方面,鲜有学者从微观角度研究中国与上合组织国家出口贸易关系的稳定与持续性。

因此,本文构建贸易便利化水平综合评价体系,利用生存分析中的K-M非参数分析法研究中国农产品出口上合组织国家的贸易持续时间的基本特征,并借助Cloglog离散时间模型探讨贸易便利化水平对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的影响,为确保中国与上合组织国家间贸易关系持续稳定提供政策建议。

1 贸易便利化水平测算及机制分析

1.1 指标构建及数据来源

结合一些学者对贸易便利化水平的测算[16],本文选取一级指标口岸效率、海关环境、电子商务和金融服务、政府制度与监管环境。二级指标,分别为基础设施质量、海关程序的效率、电子商务、金融服务、规制环境、监管环境。18个三级指标包括公路口岸、铁路口岸、港口口岸、航空口岸的设施质量、海关手续的烦琐程度、贸易壁垒的盛行度、贸易关税、互联网使用人数、科技的可获得性、宽带互联网的接入、企业对新技术的接收、贷款的便利性、银行的稳健性、司法的独立性等(表1)。以上指标均为正向指标。

表1 贸易便利化水平指标体系Tab. 1 Indicator system of trade facilitation

本文中各指标体系的源数据均来自世界经济论坛2006—2019年的《全球竞争力报告》。部分年份数据存在缺失情况,为确保结果不出现偏差情况,沿用该年前两年数据的平均值度量。2018年《全球竞争力报告》更新了评价标准。其中,指标“海关手续的烦琐程度”在2018年、2019年改由“边境通关效率”度量。研究国家选取俄罗斯联邦、哈萨克斯坦、印度、巴基斯坦、塔吉克斯坦、吉尔吉斯斯坦6个上合组织成员国。乌兹别克斯坦的指标数据未在《全球竞争力报告》中给出。因部分年份数据存在缺失,为确保结果不出现偏差,一些指标数据沿用该年前两年数据的平均值度量。

1.2 贸易便利化水平测算

为了各指标数据间的相关性和可比度更优化,指标数据需要标准化处理。本文主要借鉴孟亮等[17]数据标准化处理方法,计算方法如式(1)所示。

(1)

式中:yt——各贸易便利化水平三级指标的初始值;

Xt——指标标准化后的值。

其次,利用stata16软件进行KMO、巴特利特球形度检验标准化处理过的数据。检验结果见表2。其中,检验结果KMO统计量值为0.734,表明各指标间相关关系共性较强,信息重叠度较高,适合因子分析法。

表2 KMO和巴特利特球形度检验结果Tab. 2 Result of KMO and Bartlett’s test

其次,运用主成分分析法对各指标进行因子分析,共提取5个特征值大于1的主成分,累计贡献率占比81.27%。因此,适合做评价的综合指标。故参考杜群阳等[18]处理方法得到三级指标的贸易便利化指标综合评价模型

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——贸易便利化水平;

Px、Cx、Ex、Gx——各个一级指标。

各个一级指标前的系数为TFI中的载荷。将上合组织国家贸易便利化标准化后的指标值代入式(2)中,手动计算出综合得分(表3)。参考学者张淑辉等[19],综合得分评价标准共分为四个等级:0.8分以上为非常便利,0.7～0.8分为比较便利,0.6～0.7分为一般便利,0.6分以下为不便利。

表3 2006—2019年上合组织国家贸易便利化水平测算结果与排名Tab. 3 Result and rank of SCO countries’trade facilitation levels between 2006 and 2019

从表3来看,2006—2019年上合组织国家的贸易便利化水平总体呈上升态势。这意味着上合组织国家的对外贸易环境在逐渐向好,贸易效率也在持续提高。印度的贸易便利化在2010年后基本上处于一般便利的水平。巴基斯坦的贸易便利化也在2010年后上升至比较便利的水平。俄罗斯联邦的贸易便利化水平从2014年后上升到一般便利。哈萨克斯坦的贸易便利化水平为不便利,距离一般便利还有一定的差距。吉尔吉斯斯坦与塔吉克斯坦两国的贸易便利化水平得分较低,变化不大,有较高的提升空间。

1.3 贸易便利化水平对贸易持续时间影响的机制分析

作为贸易便利化理论基础的交易成本理论,指进行市场交易行为时须付出的必要代价。交易成本分为直接和间接交易成本。直接交易成本是由贸易的通关手续及关税所产生的费用。间接贸易成本是由各种商业活动的失误而间接导致费用增加的成本。因此,贸易便利化的目标最终归结为降低贸易成本。贸易成本的降低会提升进口商、出口商的贸易积极性,从而扩大贸易额,贸易额的增大会使贸易关系更加稳定。影响的机制分析如图1所示。

图1 贸易便利化水平对贸易持续时间影响的机制分析

2 贸易持续时间估计结果

2.1 生存函数估计方法

生存分析又称久期分析,主要用于考察个体从某一种状态过渡到另一种状态所花费的时间。该方法通过建立生存函数计算生存概率,描述出时间概率分布的基本特征。目前,一些学者利用生存分析法来分析研究贸易持续时间[20]。文章同样采用生存分析法中Kaplan-Meier的非参数来估计中国农产品出口上合组织国家的贸易持续时间基本分布情况。设发生失败时间为T,离散随机变量为ti,Pr表示概率,则该函数

p(ti)=Pr(T=ti)

(3)

其中,i=1,2,…,n,且t1

(4)

风险函数

(5)

而生存分析中Kaplan-Meier的非参数估计法能有效解决数据“右归并”问题。故设样本的观测区间为(ti,ci),其中ti为生存时间的观测值,ci为观测值的结局。如果结局为失败,ci取0,相反则取1。记t1

(6)

风险函数的非参数估计

(7)

2.2 数据来源及数据处理

2.2.1 数据来源

大多学者的文献均利用久期数据来完成生存分析法对贸易持续时间的测算[21]。本研究主要采用UNCOMTRADE数据库中2006—2019年中国农产品出口上合组织国家的HS6分位编码的贸易数据。其中农产品界定范围具体包括第一类:HS1～5章的活动物及动物产品。第二类:HS6～14章的植物产品。第三类:HS15章的动、植物油脂及分解产品。第四类:HS16～24章的食品、饮料、醋、酒和烟草等产品。第五类:29章的甘露糖醇和山梨醇,35章的蛋白质物质、淀粉、胶,38章的整理剂,41章的生皮,43章的生羊皮,50章的生丝和废丝,51章的羊毛和动物毛,52章的原棉、废棉、已梳棉以及53章的生亚麻和生大麻。总计97 800个样本观测值。

2.2.2 数据处理

1) 数据归并问题。样本的观察时间是2006—2019年。在所观测的数据中,由于中国对哈农产品出口在2006年之前就已存在,并且在研究结束的2019年贸易关系还在持续,因此,数据存在归并问题。左归并问题通过删除2006年的样本观测值可以得到解决。右归并问题可以通过在生存分析法中设置结果变量解决。本文选取的农产品出口最长为13年。

2) 多个贸易持续时间段问题。生存分析在研究生存寿命问题时,每一个关系只存在一个结局。然而在研究贸易持续时间问题时,会有中国某一农产品出口上合组织国家一段时间后,出现中断,后续又重新开始出口该产品的情况。在本文所选样本数据观察期内,可能会存在中国农产品出口上合组织国家贸易关系持续片段数超过1,就代表存在多个贸易持续时间段的情况。但有研究证明多个贸易持续片段的状况对贸易持续时间分布不会造成大的影响[22]。因此,只要将多个贸易持续片段中的每一个片段视为相互独立,即可解决这个问题。

2.3 生存分析结果

本文运用ststa16软件绘出中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的整体生存曲线、基于农产品分类别生存曲线。表4、图2展示了我国农产品出口上合组织国家贸易持续期分布情况的基本信息。根据全样本的分析结果可以得出,中国农产品出口上合组织贸易持续期分布有3个基本特征。

图2 中国出口上合组织国家农产品总体生存曲线

表4 中国农产品出口上合组织国家生存率的描述性统计Tab. 4 Descriptive statistics on the survival rate of Chinese agriculture product exporting SCO countries

第一,从表4可见,整体上中国出口上合组织国家的农产品生存时间偏短,中位值为6年。从生存时间看,第一类和第三类农产品的出口贸易存续期均值分别为6.35年和6.26年,中位数均为6年。第二类农产品的出口贸易存续期的均值为6.53年,中位数为6年。第4类农产品和第五类农产品的出口贸易存续期均值分别为6.64年和6.78年。因此,分类别农产品中生存时间最长的为第5类,其次是第4类。从生存率看,我国出口上合组织国家第五类农产品生存率均高于其他四类农产品。第一类、第三类农产品的持续时间生存率下降较快。

第二,我国农产品出口上合组织国家贸易持续时间存在“门槛效应”。从图2生存曲线下降的幅度可以看出,中国农产品出口上合组织国家的生存率从出口1年后89.56%骤降至5年的53.80%,降幅为35.76%,出口5年后下降的幅度逐渐变缓。因此,中国农产品出口上合组织贸易的门槛值为5年。在贸易关系建立的初始阶段,贸易关系中断概率较高,但是随着贸易往来愈渐频繁,贸易中断的概率下降幅度逐渐变缓,贸易关系也会随之趋于稳定。

第三,我国农产品出口上合组织国家贸易持续期生存函数具有负的时间依存性特征。中国农产品出口上合组织国家的贸易生存率的下降幅度会随着出口贸易持续时间的延长而下降。负的时间依存性表明,延续现存的贸易关系和促使贸易关系持续稳定发展比大力构建新的双边贸易关系更重要。

图3是中国出口上合组织国家农产品分类别生存曲线。中国出口上合组织国家的农产品的类别不同,其贸易持续时间也不同。由表4、图3可以发现,分类别农产品的出口生存率在总体趋势上有着明显的差异。相较于其他类别农产品,第五类农产品的生存率整体上高于其他类别农产品。可能的原因为该类农产品包含淀粉、生皮、动物毛、原棉、废棉、已梳棉以及生亚麻和生大麻等原材料。其进口运输、储存条件相对较低,贸易成本也随之降低。第二类、第四类农产品有较长的保质期限且对运输和储藏条件要求相对较低,故其生存率较稳定。与之相比,第一类和第三类(活动物和动植物油脂分解)农产品的生存率较低。可能解释的原因为这两类农产品需要海关检疫程序较为复杂、保鲜条件相对较高及运输成本大等。

图3 中国出口上合组织国家农产品分类别生存曲线

3 实证分析

3.1 模型构建

运用Stata16软件来探究上合组织国家的贸易便利化水平和其他变量对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的影响程度,并参照陈勇兵等[23]采用的方法构建Cloglog离散时间模型。借助Logit、Probit两个模型分别回归,完成稳健性检验。借助Logit、Probit两个模型分别回归,完成稳健性检验。Cloglog离散时间模型的公式如式(8)所示。

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

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

=x′β+γj+μ

(8)

式中:hj——不同时间内的危险率,j=1,2,3,…;

X——自变量集合;

β——控制变量的系数;

γj——基准风险率;

μ——误差项;

v——不可观测的异质性。

Cloglog离散时间模型输出的结果中,若该控制变量的系数小于0,表示该变量与我国农产品出口上合组织国家贸易持续时间存在负相关关系,也就代表该变量系数增大反而会降低中国与上合组织国家间贸易关系中断的概率,从而稳定贸易关系。反之,系数大于0,表示该变量与被解释变量存在正相关关系,则表明该变量将增加贸易中断的可能性,从而不利于贸易关系稳定持续发展。

3.2 变量选取

参考已有学者对影响贸易关系持续时间因素的研究[24],本文将选择国家层面变量及产品层面变量(表5)。

表5 变量名称及主要数据来源Tab. 5 Variable names and primary data sources

3.2.1 贸易便利化(lntfi)

该值由式(3)测算得出并取对数值表示。参照张凤等[25]研究指出贸易便利化的提高能促进企业出口持续期的延续。因此,贸易便利化水平提升越高,贸易成本则越低,从而促进出口贸易关系的稳定和持续。

3.2.2 国家层面特征变量

(1)目的国的消费能力(lnperGDP)。这里使用2011年不变价衡量上合组织国家人均GDP水平的对数表示。该值越大,表明上合组织国家国内居民的消费能力越强,越有助于中国农产品出口上合组织国家,从而促进出口贸易关系的可持续性。(2)汇率变动(lnrex)。这里采用上合组织国家坚戈兑换人民币的数量表示。有学者[26]得出结论,进口国汇率的变化可能导致贸易持续时间的变化。该值越大,表明越有利于中国农产品出口上合组织国家,进而对我国农产品出口上合组织国家的贸易持续时间有积极影响。预期符号为负。(3)贸易自由度(lntradefreedom)。参照学者提出贸易自由度对农林产品贸易持续时间的研究[27],这里采用上合组织国家在2006—2019年贸易自由化程度取值。上合组织国家贸易自由度越高,它的市场开放程度越大,贸易的自由化水平就越高,贸易往来越畅通,越有利于各国间建立更加稳定和可持续的贸易关系。预期符号为负。(4)是否有共同边界(com)。该变量用中国与上合组织各成员国间有无接壤来表示。两国间有接壤取1,反之,取0。两国间有共同的边界会缩短贸易成本,从而有利于两国间贸易关系的持续,降低贸易中断的概率。预期符号为负。(5)地理距离(lndist)。本文使用中国与上合组织国家距离的对数表示。该变量代表中国与上合组织国家间可变的贸易成本。地理距离越短,农产品贸易的物流、仓储、运输成本越少,就越有利于我国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的延长,从而有利于贸易关系的稳定。预期符号为正。

3.2.3 产品层面特征变量

(1)出口竞争力(rca)。我国农产品在出口市场上竞争力越大,表明我国农产品退出市场的可能性将减少,其贸易中断的风险降低,中国与上合组织国家间的贸易关系则越稳定。该变量用显性比较优势指数表示。若指数大于0,表明我国农产品在出口市场上具有国际竞争力并取1,否则取0。预期符号为负。(2)产品出口贸易额(lnexpv)。该变量用每个产品的贸易额的对数值表示。我国农产品出口上合组织各成员国的出口贸易额越大,表明上合组织各成员国对我国的农产品需求越大,贸易双方对农产品贸易的互有信心,贸易中断的概率则会降低,有利于两国贸易关系持续。预期符号为负。(3)市场占有率(lnshare)。该变量采用中国出口至上合组织国家农产品贸易额占中国农产品总出口贸易额的比重表示。一些学者也考察了产品的市场占有率对贸易持续时间的影响[29]。该值越大,表明中国农产品在上合组织国家的市场份额越高,越有利于两国建立更加稳定和可持续的贸易关系。预期符号为负。

3.3 实证分析结果

在本文中,使用离散时间模型Cloglog考察影响我国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的因素。表6展示了本次回归结果。

表6 贸易便利化、产品层面及国家层面特征变量对贸易持续时间的影响估计结果Tab. 6 Estimate the results of feature variables of trade facilitation, products and countries influencing trade duration

在回归结果中,拟然比检验拒绝了原假设,表示农产品与国家间不存在不可观测异质性。相关学者研究指出,不考虑控制不可观测异质性会导致估计结果偏差[30]。因此,本次基准回归需考虑控制不可观测异质性(见表6的第1、2、3列)和未控制不可观测异质性(见表6的4、5、6列)。其次,基准回归采用逐步回归。第1、4列表示仅引入变量贸易便利化(lntfi)的回归结果。第2、5列为增加产品层面特征变量的回归结果。第3、6列表示引入国家层面特征变量的回归结果(在第2、5列回归结果的基础上)。

3.3.1 贸易便利化

表6中,贸易便利化(lntfi)变量对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的影响显著,且系数符号与预期相符。分别加入产品层面和国家层面的特征变量后,贸易便利化(lntfi)的系数与符号均未发生改变。该变量每提升1%,则中国与上合组织国家间的贸易关系中断的风险率下降13.7%。这也就说明贸易便利化水平越高,中国农产品出口上合组织国家间贸易成本则越低,使得大批企业进入市场,间接提高生产效率,从而有利于我国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的延续及贸易关系的稳定。

3.3.2 产品变量层面

产品的出口贸易额(lnexpv)变量的符号与预期相反。原因可能是产品出口贸易额较大会使目的国的预期期望值变大,但我国农产品出口市场上的产品竞争力较低。市场占有率(lnshare)的系数为负,与预期符号相符。也就代表我国农产品在上合组织国家市场占有率越高,就越有利于贸易关系的稳定持续发展。控制变量出口竞争力(rca)影响显著,系数符号与预期相符。我国农产品的出口竞争力提高1%,两国间贸易中断的风险概率降低24.8%。这表明我国农产品退出上合组织国家市场的可能性将减少,贸易中断的风险降低,中国与上合组织国家间的贸易关系则越稳定。

3.3.3 国家变量层面

所选变量中,目的国的消费能力(lnperGDP)系数符号与预期相反。上合组织国家的人均消费能力越高,中国与上合组织国家的贸易关系中断的概率会增加,但影响较小。汇率变动(lnrex)的系数为正,也就说明该变量不利于维持两国间贸易关系的持续。同样可以从表6中看出,变量贸易自由度(lntradefreedom)结果与预期不符。可能解释的原因是上合组织国家贸易自由度越高,贸易关系就越多元,从而不利于贸易关系的持续稳定。变量是否有共同边界(com)、地理距离(lndist)回归结果和预期一致。这表明,中国与上合组织国家间的可变贸易成本缩短会促进贸易关系的持续及稳定。

3.4 稳健性检验

上文使用离散时间模型Cloglog考察了贸易便利化水平及其他影响因素对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的影响。为了进一步验证表6中的基准回归结果,进一步使用Logit、Probit模型对贸易便利化水平、产品层面及国家层面特征变量回归分析。从表7的回归结果中可以看出,贸易便利化、产品层面变量、国家层面变量的回归结果与上文均一致。因此,验证出表6所得的结果是稳健的。贸易便利化水平提高有利于稳定中国农产品出口上合组织国家贸易关系。

表7 稳健性检验Tab. 7 Robustness testing

4 结论与政策建议

4.1 结论

本文建立了较为全面的贸易便利化综合评价体系并测算了上合组织国家贸易便利化水平,采用K-M非参数分析法探究中国农产品出口上合组织国家贸易的生存时间的基本特征,借助Cloglog离散时间模型探讨贸易便利化水平对中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的影响,得出以下结论。

1) 上合组织国家的贸易便利化水平总体上升,但各国间贸易便利化水平差距仍然较大。上合组织国家中,中国的贸易便利化水平较高。印度与巴基斯坦的贸易便利化基本持平在一般便利的水平。俄罗斯的贸易便利化水平由不便利逐步提升至一般便利的程度。吉尔吉斯斯坦与塔吉克斯坦的贸易便利化水平虽然不高,但上升空间大。

2) 中国农产品出口上合组织国家贸易的持续期较短,且中位值为6年,存在“门槛效应”、具有负的时间依存性。第五类农产品的生存率整体上高于其他四类农产品。

3) 贸易便利化水平提高有利于中国农产品出口上合组织国家贸易持续时间的延续及稳定。贸易便利化水平的提升,会促使进出口的交易成本降低。贸易成本的降低会提升进口商、出口商的贸易积极性,从而扩大贸易额,贸易额的增大会使贸易关系更加稳定。

4.2 政策建议

针对上述研究与结论,提出以下政策建议。

1) 不断完善上合组织贸易合作体系,共同推进区域经济合作贸易便利化。通过加强上合组织国家间政策的沟通,大力提升海陆空等基础设施水平的建设,提高边境口岸的运行效率,共同促进上合组织国家间互联互通,从而有效推进中国与上合组织高水平的贸易自由和便利化,使上合组织国家间贸易互通制度得到不断完善。

2) 简化各国间通关手续,消除贸易壁垒,营造高效率的海关环境。继续深化上海合作组织成员国之间的经济协作,利用上合组织间贸易信息共享平台拓展我国农产品出口上合组织国家市场。

3) 加快推进丝路电商平台建设,健全我国丝路电商发展支撑体系政策,助推上合组织国家数字贸易发展便利化。协商上合组织国家间实现制度规则、体制机制互通、建立贸易规范统一化。营造透明的监管环境,提高进出口商的贸易积极性。