| 标题 | 贸易便利化对中国出口的影响 |
| 范文 | 耿璞 摘要：采用标准的贸易引力模型对中国与“一带一路”沿线国家之间的贸易数据进行处理，并通过对结果的分析来判断贸易便利化水平这一因素对中国出口贸易影响的大小。研究表明，贸易便利化能较大程度地影响中国制成品出口额，因此，中国应大力参与并推进世界各国的交流合作机制，促进“一带一路”沿线国家的贸易便利化水平发展。 关键词：经济；贸易；出口 一、研究问题简述 2013年习近平总书记在出访中亚和东南亚国家期间，先后提出共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的重大倡议。“一带一路”是中国在当前国际经济形势下全方位扩大对外开放战略的重要举措，其发展急需沿线各国共同努力，创造合理有序的贸易环境。在这样的背景之下，提高贸易便利化的呼声越来越高。贸易便利化呼声的高涨伴随的疑问就是，其发展对中国制成品的出口是否有顯著的推动作用？因各国国情不同，体制各异，是否会使贸易便利化的措施在对中国出口产生影响时产生差异？这些问题都需要研究者基于“一带一路”沿线国家的国际贸易数据进行整合分析，从而确定贸易便利化对中国制成品出口的影响程度，而这对于提升我国对外贸易水平、同“一带一路”沿线国家建立良好的贸易关系、造福各国人民有着重要的现实意义。 二、变量与模型选择 要研究“一带一路”沿线国家贸易便利化程度对于中国制成品出口的影响，应当选用标准的贸易引力模型进行增加贸易便利化指标变量，使用多元回归的手段检测新增变量对于中国制成品出口总额的影响是否显著。因此本文选用了标准的贸易引力模型： ln（Exportit）=β0+β1ln（GDPit）+β2ln（GDPpcit）+β3ln（disi）+μi（1） 其中变量Exportit是指在t时期中国对于i国的制成品出口总额，单位为万美元。变量GDPit是指在t时期i国的国内生产总值，单位为百万美元。变量GDPpcit是指在t时期i国的人均国内生产总值，单位为美元。变量是指中国和i国之间的距离，这里为方便计算，使用两国首都的直线距离，单位为千米。 在扩展的引力模型中加入贸易便利化指标，使用软件进行回归，对该变量进行描述性统计检验就可以分析出贸易便利化对于中国制成品出口的具体影响： ln（Exportit）=β0+β1ln（GDPit）+β2ln（GDPpcit）+β3ln（disi）+β4ln（TFIit）+μi（2） 其中TFIit是指i国家在t时期采用贸易便利化指标体系测算的贸易便利化程度，取值为1～7，得分越高表明其该方面在全球范围内的表现越为出色，得分较低则表明在该方面还存在着较大的发展空间。 结合现实和学者对于贸易引力模型的研究，可以对扩展的模型进行预测。由于GDP的大小决定了一个国家经济总量和需求能力，因此预期β1的值为正，即一国的GDP值越高，中国对其出口额越高。而人均GDP的影响同GDP应该相同。因此预期β2的值也为正。如果两国之间的距离增加，则货物运输的成本和难度也相应增加，因此两国距离越远，贸易额也应当相应减少，因此预期β3的值为负。结合已有研究和各国具体实际，可以预见贸易便利化的程度越高，就越能刺激两国之间的贸易往来，使贸易额得到提高，因此预期β4的值为正，即贸易便利化对贸易额有正面影响。 本文使用2014年的横截面数据进行回归分析，贸易便利化指数数据来源于《2015～2016年全球竞争力报告》，该报告是采用2014年各国具体经济指标和其他指标编制而成，与2014年各国GDP、人均GDP等指标的时间是一致的，同时也是“一带一路”战略提出后的第一年，因此对于研究沿线国家贸易便利化对于中国制成品出口的影响是合理科学的时期。本文采取“一带一路”沿线62个国家的数据进行分析。 三、模型回归分析与检验 1. 标准引力模型的回归分析 对于上文所描述的标准模型（1），利用已有数据，使用stata软件进行回归，运用的方法是OLS，得到的结果如表2所示。 由表2可得，回归方程为： ln（Exportit）=11.142+0.974ln（GDPit）-0.259ln（GDPpcit）-0.827（disi）（3） 表中的各项描述性统计值均通过检验，可决系数R2为0.7840，调整的可决系数Adjust R2为0.7728，两者都较大且接近于1，说明模型拟合优度较高。对于给定的显著性水平α=0.05，由F分布百分位数表（α=0.05）得知F0.05（3，58）=2.76，因为F=70.16大于2.76，所以拒绝原假设，表明回归方程总体显著，各变量的t统计量均通过检验，表明标准的贸易引力模型在“一带一路”沿线国家和中国的出口贸易中是适用的。 2. 贸易便利化模型回归分析 对标准引力模型进行回归之后，加入贸易便利化影响因素的改良模型进行回归，得到结果如表3所示。 由表3中数据可得，回归结果为： ln（Exportit）=10.54119+0.971ln（GDPit）-0.533ln（GDPpcit）-0.820ln（disi）+2.166ln（TFIit）（4） 可以看出，加入贸易便利化这个指标之后，模型的可决系数R2和调整的可决系数Adjust R2进一步提高，且各变量均通过显著性检验，因此该模型是显著的。 3. 计量经济学准则检验 得出模型之后需要对模型进行相关计量经济学检验，截面数据一般不需要进行序列相关检验，因此我们首先检验多重共线性。 表4中的VIF值都没有超过10，因此改良之后的模型不存在明显的多重共线性问题。 下面使用white检验来检验模型是否存在异方差性。 由表5可以看出，Prob>chi2=0.0050，P值小于0.05，拒绝原假设，因而模型出现了异方差性。这时候需要我们对模型进行修正，在这里采用异方差稳健标准误法。 修正之后的结果如表6所示，回归模型同（4）式。 四、回归模型确立 根据以上回归结果可以得知最终确立的回归模型为： ln（Exportit）=10.54119+0.971ln（GDPit）-0.533ln（GDPpcit）-0.820ln（disi）+2.166ln（TFIit）（5） 通过对（5）式的各项系数以及系数的符号的分析，我们可以得到如下结论： 国内生产总值GDP的回归系数为0.971，即GDP每提高1%，则中国的制成品出口预期约增加0.971%。国内生产总值GDP的回归系数为0.533，即GDP每提高1%，则中国的制成品出口预期约增加0.971%。人均国内生产总值的回归系数为0.971，即人均国内生产总值每提高1%，则中国的制成品出口预期约减少0.533%。距离的回归系数为-0.820，即两国之间距离每增加1%，则中国的制成品出口预期约减少0.820%。 回归结果中，GDP、距离、政策和贸易便利化程度变量前系数的符号和预期相同，但是人均GDP的系数符号在三个模型中均为负值，与预期不同，需要對这一预测进行修正。一般情况下，随着一国人均GDP的增长，该国会产生更多的贸易需求。有些学者认为该变量应该由人口代替，从这个角度考虑，人口增长一方面会创造贸易需求，增加贸易；另一方面会深化国内分工，从而减少贸易，因此解释变量的系数预期符号不确定。 贸易便利化指标（TFI）的回归系数高达2.166，即贸易便利化水平每提高1% ，则中国的制成品出口预期约增加2.166%，可见贸易便利化水平对中国与 “一带一路”沿线国家间贸易的正向影响非常显著，贸易便利化极大地促进了我国对外贸易流量的增加。 五、结语 研究表明，贸易便利化能较大程度地影响中国制成品出口额，因此，中国应大力参与并推进世界各国的交流合作机制，促进“一带一路”沿线国家的贸易便利化水平发展。“一带一路”沿线各国也应拓展合作渠道，开展国际交流，积极提高本国贸易便利化水平，为国际贸易整体水平的提高做出自己的贡献。 参考文献： [1]夏春光.“一带一路”沿线国家贸易便利化水平对中国出口影响的实证分析[J].海南金融，2016（05）. [2]谢娟娟，岳静.贸易便利化对中国——东盟贸易影响的实证分析[J].世界经济研究，2011（08）. （作者单位：浙江大学管理学院） |
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