张晓磊

(中南财经政法大学 湖北武汉 430073)

1 引言

随着全球经济增长放缓和贸易保护主义的崛起，倡导“贸易非效率”的贸易便利化措施受到各个国家的极力推崇。我国于2015年通过《贸易便利化协定》，并于2017年正式生效，表明了中国全面推动贸易自由化的决心，贸易便利化之所以受到广泛关注，主要是因为贸易便利化可以通过提高贸易效率、简化贸易流程，提高贸易双方的福利效应。2020年，我国在“一带一路”沿线国家的高新技术产品出口额超过1947.1亿美元，占中国高新技术产品出口总额的25.06%，但由于我国高新技术产品出口中“计算机与通讯技术产品”占比达60%以上，出口结构较为单一，因此抵御外部风险能力可能较弱。而对于“一带一路”沿线国家而言，这些国家市场尚未完全开发，拥有巨大的发展潜力，中国需要及时调整高新技术产品出口结构，促进贸易结构多样化发展。党的二十大报告明确指出，我国需要继续坚持经济全球化，坚持贸易措施的便利化、自由化。对于中国高新技术产业来说，“十四五”规划时期需要由从前注重“量”的增长转变到“质”的提升，那么如何合理实施贸易便利化措施促进出口二元边际提升、优化出口结构是当前亟需探讨的问题。本文试图基于“一带一路”出口经验数据研究贸易便利化对高新技术产品出口二元边际的影响作用，为优化出口结构提供经验启示。

2 文献综述

与本文紧密相关的第一类文献考察了贸易便利化。首先，贸易便利化的概念界定。虽然其定义目前尚不一致，但其内涵基本可以达成统一，即通过制定或实施必要的政策与方案使得货物在进行跨境贸易的过程中更加有效便利，从而提高参与率或港口的物流效率(WTO，1998；APEC，2002；World Bank，2006)。其次，贸易便利水平的测算。已有文献根据研究内容的特殊性设定了不同的指标体系，其中主流为以Wilson(2005)为首的狭义贸易便利化指标，主要围绕基础设施、港口效率、政府规制及营商环境四方面构建衡量体系，国内学者大多采用这一方法，如方晓丽(2013)、朱晶(2018)等。最后，有关贸易便利化经济效应的测量。其侧重点主要集中于贸易便利化对贸易利得的影响，可以分别从国家层面和企业层面进行概述。一国贸易便利化的提升不仅可以促使贸易双方收获利益，还可以提升各自的经济发展水平，同时增加社会福利，防止贸易自由化的倒退(许唯聪、李勤昌，2021；刘俊华，2022)。企业开展贸易便利化措施可以提高企业间的贸易率(Riadh H,2020),缓解行政贸易壁垒对企业出口的影响(Hendy、Zaki，2021)。

与本文密切相关的另一类文献则有关出口二元边际，企业异质性理论的提出为二元边际提供了理论框架，Melitz(2003)将贸易的增长分解成集约边际和扩展边际，然而两者对贸易增长的福利效果存在差异。当一国贸易增长动力源于集约边际时，则该国产品结构抵御外部风险能力较弱，易受市场波动影响，甚至引发贫困性增长，反之，则说明该国出口产品种类丰富多元，该国企业竞争力就会更强，具备抵御外部风险的能力(Hummels &Klenow，2005；钱学锋，2008)。

3 理论机制与研究假说

参考已有研究，贸易便利化影响出口二元边际的作用机制可从以下四种效应进行传导：第一，贸易便利化的提升通过成本效应促进出口二元边际的扩张。一方面，贸易便利化水平的提升给出口企业带来交易成本、生产成本的降低(赵永亮，2019)，帮助企业扩大生产，影响出口集约边际。另一方面，市场环境的优化会给进入东道国的企业节省信息交流成本、制度成本、搜寻成本，尤其是制度成本的降低会直接影响企业的决策，吸引企业增加出口产品种类，影响出口扩展边际。第二，从竞争效应来看，贸易便利化措施的实施，一方面，会促进企业增大研发投入，进而研制更多高品质产品(Bas,2015)，影响出口集约边际；另一方面，贸易便利化提升后会激发行业内的竞争，同类型企业数量迅速扩大，市场中企业数量的增加会刺激企业对自身产品的升级与创新，影响出口扩展边际(余淼杰,2016)。第三，由于高新技术产品高附值的特殊性，贸易便利化引发以高新技术产品为载体产生知识外溢效应，影响出口二元边际。一方面，高新技术产品的进口会给经济发展水平较低的进口国企业带来更多技术知识，并通过再生产环节在当地帮助企业自身提高同类产品的生产量，影响集约边际。另一方面，高新技术产品出口至发达国家后可以获得学习效应，贸易便利化水平的提升可以给出口企业更多获取知识的机会，通过模仿和学习东道国的先进技术，生产更多新产品，提升出口扩展边际。第四，贸易便利化水平的提升可以促进高新技术产品规模的扩大，通过规模效应影响出口二元边际。一方面，贸易便利化水平的提升可以大幅提高企业的出口量，稳定和扩大企业出口份额(Riadh,2020)，从而影响出口集约边际。另一方面，贸易便利化提升可以促进企业生产效率的提高，使企业获得更多利润，从而增加技术研发投入(毛艳华,2023)，影响出口扩展边际。以上四种效应可以进一步概括为贸易成本和技术溢出两方面，成本效应和竞争效应是贸易成本降低造成的直接后果，知识外溢效应和规模效应是高新技术产品技术外溢的主要表现形式，以上分析如图1所示。基于此，本文提出以下假设：

图1 贸易便利化影响出口二元边际的作用路径

H1：贸易便利化促进出口集约边际和扩展边际的提升。

H2：贸易便利化通过贸易成本机制和技术外溢机制影响出口二元边际。

基于本文研究样本国家的差异性，贸易便利化措施对出口二元边际的影响作用可能会在不同区位的国家和不同收入水平的国家间存在异质性。第一，由于地理位置的不同，部分发达国家或相邻国家签署贸易协定可能对贸易便利化的促进作用不明显；而对于经济发展不充分的国家而言，贸易便利化的影响作用可能较为明显(桑梦倩和王领,2020)。第二，收入水平不同的国家消费者的消费水平存在差异，导致贸易便利化措施实施效果可能存在偏差，相较中、低收入国家，高收入水平国家的消费者可能持有更高的消费层次。那么，在这些国家中，贸易便利化水平的提升对中国出口二元边际影响可能更偏向扩展边际。因此，本文提出以下假设：

H3：贸易便利化对出口二元边际的促进作用存在异质性，地理位置和收入水平的区分将会导致异质性的发生。

4 贸易便利化与出口二元边际的测度

4.1 贸易便利化水平的测度

本文参照Wilson(2003)、孔庆峰(2015)等的研究，结合本文研究目的和特点，从基础设施质量、海关管理效率、政府监管效率、金融与营商环境四个角度出发，对贸易便利化的指标进行选取，包括4个一级指标和19个二级指标。考虑到高新技术产品的特殊性，本文增加知识产权(Z1)、金融服务的可获得性(Z5)两个指标衡量金融与营商环境状况，具体指标解释如表1所示。

表1 贸易便利化指标体系

为统一具有不同取值范围的二级指标，针对二级指标关税水平(C3)政府清廉指数(R1)和互联网用户占人口总比例(Z2)分别进行标准化处理，就可以得到同一取值范围的二级指标。本文参考张晓静(2015)的做法，采用线性变换法，即将每一个统一取值范围的二级指标中的数据除以其指标中的最大值，使得各二级指标的取值范围全部统一在0～1，再对所有二级变量进行主成分分析，进而获得各二级权重，通过相应计算获得一级指标的权重，最终将相应指标得分代入即可得到各国贸易便利化水平。

4.2 出口二元边际的测度

本文有关出口二元边际的方法参照Hummels&Klenow(2005)和施炳展(2010)等的研究，从产业层面的双边贸易数据出发，将产品贸易额的增长分解成出口产品深度的增长和出口产品广度的增长，分别得出双边贸易的集约边际与扩展边际。计算公式如(1)、(2)所示，双边贸易数据均来自BACI数据库。

其中，i表示出口国，即中国；j为目标出口国；m为HS6位编码的产品；t代表年份；M为产品集合，表示在t年出口国i向j国出口的产品集合；Mwjt表示在t年世界向j国出口的产品集合；p和x分别表示出口产品的单价与数量；和分别表示在t年出口国i向j国出口m产品的单价和数量；和分别表示在t年世界向j国出口m产品的单价和数量。以上两式中的数据均来自BACI数据库2010—2019年中国对50个样本国家出口高新技术产品的数量与价值数据，采取HS2007编码进行数据收集，根据《中国高新技术产品目录》的分类，共整理高新技术产品242种，获得12万余条数据。

5 计量模型与数据来源

5.1 模型设定

根据已有文献结论，贸易进口国的经济发展程度、人口规模、外资合作、地理距离及东道国的关税水平等都是影响出口国出口二元边际的重要因素，因此本文将以上因素作为控制变量，建立以下模型：

其中，i表示中国；j表示50个“一带一路”沿线样本国家；t表示年份；imijt、emijt分别表示在t时期中国出口高新技术产品到j国产生的集约边际效应和扩展边际效应，作为本文的被解释变量；tfijt表示t时期j国的贸易便利化水平，作为本文的核心解释变量；其他控制变量：gdpjt和popjt分别表示“一带一路”沿线样本国家在t时期的国内生产总值和人口总数；fdijt表示样本国家对中国的外商直接投资额；taxjt表示沿线国家当年的关税水平；µijt和εijt均为误差项。

5.2 数据来源

本文将沿线50个国家作为研究对象，受全球新冠疫情影响，世界经济论坛2020年发布的《全球竞争力报告》没有公布当年的有关指标数据文件，所以本文样本时间为2010—2019年。被解释变量出口集约边际和扩展边际由前文计算得来；样本国际贸易便利化水平由前文计算得来；沿线国家经济总量(gdp)和人口规模(pop)都来自世界银行数据库；中国与样本国家的距离(dis)采用CEPII数据库公布的国家首都距离表示；沿线国家对中国的外商投资额(fdi)数据来自国际货币经济组织(IMF)数据库；样本国家关税水平(tax)来源于世界经济论坛(WEF)发布的《全球竞争力报告》。

6 实证结果及分析

6.1 基准回归

为了对比研究贸易便利化水平对中国高新技术产品出口二元边际的影响作用，本文将混合回归、固定效应和随机效应模型都进行实验记录，基准回归结果如表2所示。经过F检验、LM检验及Hausman检验发现，固定效应模型更加符合本文的研究内容，但是由于本文控制变量中有一个不随时间变化的量(dis)，固定效应无法估计这个变量的系数，参考陈甬军、王诗婷(2022)的做法，使用随机效应结果解释该变量。回归结果显示，TFI对中国高新技术产品的集约边际和扩展边际存在显著的正向作用，初步验证了假设H1，且本文发现贸易便利化对出口扩展边际的促进作用强于集约边际，可能的原因是样本国家中发展中国家居多，贸易便利化措施的实施会帮助企业开拓市场，增加市场份额，出口更多种类的商品满足东道主国家消费者的需求，促进出口扩展边际的扩张。

表2 基准回归结果

6.2 稳健性检验

为验证前文回归结果的稳健性，本文使用TFI各分项一级指标(T、C、R、Z)作为贸易便利化替代变量，检验贸易便利化对出口二元边际的影响，如表3所示。所有分项指标系数方向没有发生变化，且多数指标保持显著。对于政府规制环境指标(R)来说,回归结果不显著的原因可能有以下两点：第一，一国政府在制定法规或有关进出口条例的政策效果是不确定的，当期制定的政策可能在短期内不能对贸易产生影响。第二，“一带一路”沿线国家中绝大部分是发展中国家，制度、法律等基础设施尚不完善，导致对中国出口二元边际的促进作用不明显。

表3 稳健性检验

贸易便利化指标可能和出口二元边际之间存在相互影响，一方面，进口国贸易便利化水平的提升会促进出口二元边际的扩张；另一方面，出口国出口规模的扩大可能导致进口国对贸易便利化政策进行调整，影响贸易便利化水平，容易导致内生性。因此，本文使用GMM法对模型的稳健性进行验证。

由表3列(2)结果可以看出，贸易便利化对中国高新技术产品出口二元边际的影响仍然显著，且符号未发生变化，贸易便利化对中国高新技术产品出口二元边际依然存在显著的促进作用，说明回归结果是稳健的。

6.3 机制检验

本文会对假设H2进行验证，参考温忠麟(2014)的检验流程，设定中介效应模型(5)～(7)：

首先，关于贸易成本变量，本文参考王洪涛(2014)的测算方法，测度公式如下：

其中，Xi代表我国的高新技术产品出口总量；Mj表示j国高新技术产品进口总量；Xij代表我国对j国高新技术产品出口总量；Xw是世界高新技术产品出口总量；Mi是我国高新技术产品进口总量；Xj为j国高新技术产品出口总量；σ表示双边贸易高新技术产品的替代弹性，本文σ取5；Qij表示测算的高新技术产品出口贸易成本，其数值越大，说明出口贸易成本越高。

其次，关于技术溢出变量的选取，本文借鉴杨继军、艾玮炜(2021)的做法，选取高新技术产品出口量(Tech)衡量技术溢出。

基于表4 的检验结果，表4列(2)中贸易成本系数显著为负，说明提升贸易便利化水平显著降低了贸易成本。另外，表4列(4)中贸易成本系数显著为负，说明贸易成本与出口二元边际之间的关系是显著负向的；而贸易便利化系数显著为正，即贸易成本的中介效应存在，据此可以推断，贸易便利化通过降低贸易成本来促进出口二元边际的增长。此外，表4列(3)中，技术溢出系数变量显著为正，说明贸易便利化水平的提升促进了高新技术产品的技术溢出，从表4列(5)结果可以推断，贸易便利化通过技术溢出效应影响出口二元边际的扩展，假设H2成立。

表4 机制检验结果

6.4 异质性检验

本文基于各国地理位置的不同，将样本国家分成东亚、西亚北非、中南亚、中东欧四个地区，对不同区域的样本国家分别进行回归后得到回归结果，如表5所示。结果表明：贸易便利化对所有区域国家集约边际的促进作用在5%置信水平上是显著的。首先，从发展中国家相对集中的亚洲区域来看，贸易便利化对集约边际的促进作用更为显著，说明随着贸易便利化的提升，发展中国家从集约边际中获得更大的福祉。其次，从扩展边际方面来看，相较亚洲地区，贸易便利化水平的提升对中东欧地区国家的出口扩展边际促进作用更强。可能是因为亚洲多数国家高新技术产品市场发展程度不高，贸易便利化措施的实施在短期内不能大幅改善市场状况，而中东欧地区的整体便利化水平相对较高，进口国市场环境、政策待遇优良，出口企业愿意进入该国市场，企业出口规模和出口产品种类得到提高，提升出口扩展边际。

表5 不同区域分析

根据世界银行国民收入分类标准，将50个样本国家分为高收入国家、中高收入国家、中低收入国家三组，表6为不同收入水平国家的回归结果。结果显示，相较高收入国家，贸易便利化水平的提升对中高、中低收入国家高新技术产品出口集约边际和扩展边际的促进作用较强，可能原因如下：对于高收入国家而言，国内市场较为成熟，贸易便利化措施的实施使得贸易各个环节的成本均得到大幅降低，后期贸易便利化措施的实施效果没有前期显著；对于中高、中低收入国家来说，国内市场处于成长阶段，随着收入水平的提升，人们的消费领域不再局限于同一产品，而是有更高的消费需求，导致中国向中高、中低收入国家出口的高新技术产品二元边际影响存在偏差。基于以上异质性分析，假设H3成立。

表6 不同收入水平分析

7 结语

本文构建了贸易便利化影响出口二元边际的理论分析框架，通过应用CEPII-BACI数据库数据，实证分析了贸易便利化对出口二元边际的影响及影响机制。结果表明：首先，贸易便利化显著促进了出口二元边际的扩张，优化了中国高新技术产品的出口结构。本文使用TFI的分项指标作为贸易便利化的替代变量，GMM法等方法对实证结果做了稳健性检验后，研究结论依然稳健。其次，本文验证贸易便利化影响出口二元边际的作用渠道，即贸易便利化通过贸易成本和技术溢出促进出口集约边际和扩展边际的扩张，影响出口产品结构。最后，本文对模型可能存在的异质性进行了验证。研究发现，贸易便利化对地理位置及收入水平不同的国家促进作用存在差异。基于以上理论分析和实证结果，启示如下：

第一，为促进出口二元边际提升，优化产品出口结构，关键是降低贸易成本。一方面，中国政府应积极推行贸易便利化政策，作为“一带一路”倡议的发起者与牵头人，应积极主动地推进贸易便利化谈判进程，降低贸易成本，推动区域内贸易便利化合作取得实质性进展。另一方面，企业应加大对产品的研发投入，提高核心竞争力，加大对东道国信息技术建设的投入，从而形成联动发展，取得先发优势，快速占领市场份额。第二，在TFI分项指标替代变量分析过程中，金融与营商环境对出口二元边际影响最大，因此要加强电信通信企业开展跨国合作，优化网络信息化和金融商务环境，共同推进金融与营商环境建设，提高实现网络的互联互通，联合打造信息共享、金融营商环境优化的生态经贸圈。第三，异质性的分析结果启示我国需要针对出口产品目标国的特征制定出口方案，提前对东道主国家市场进行调研，多发掘具有生产制造优势的国家，从而降低本国生产成本，建立国外生产基地，专注产品技术的提升，助力集约边际向扩展边际的依赖，优化出口结构。