贸易成本对中国与欧亚经济联盟出口持续时间的影响研究

程显宏

欧亚经济联盟(以下简称“联盟”)于2015年正式成立，其最高权力机构是欧亚经济委员会。欧亚经济联盟的前身是2010年成立的俄白哈关税同盟。在亚美尼亚和吉尔吉斯斯坦两国加入后，俄白哈关税同盟发展成为五国区域经济一体化组织。目前，联盟成员国均是“一带一路”重要的合作伙伴。2015年，中俄共同发布的《中华人民共和国与俄罗斯联邦关于丝绸之路经济带建设和欧亚经济联盟建设对接合作的联合声明》提出，切实推进“一带一路”与联盟的对接工作，将在投资贸易合作、贸易便利化以及区域经济发展等方面开展全方位合作。2017年，中国与欧亚经济委员会及联盟成员国代表共同签署了《中华人民共和国与欧亚经济联盟经贸合作协定》(以下简称《经济贸易协定》)，旨在通过加强和简化通关手续，降低贸易成本。随着贸易理论不断发展，贸易成本在国际贸易领域受到的关注度越来越高，逐渐成为“新贸易理论”“新新贸易理论”等理论框架的核心概念，在国际贸易中发挥的作用也不容小觑。随着“一带一路”建设的不断深化，巩固发展中国与联盟成员国出口贸易关系有助于“一带一路”倡议向西推进、减少非关税贸易壁垒、提高贸易便利化水平。《经济贸易协定》的签署标志着中国与联盟经贸合作进入制度引领的新阶段，对于推动“一带一路”建设与“一带一盟”对接合作具有里程碑意义。

当今经济全球化日益加深，国与国之间的经济贸易联系更加紧密，中国与联盟之间通过签订协定等方式为双边经贸合作提供强有力的制度保障是符合双边利益的，而出口贸易持续时间是衡量双边贸易关系的一个重要维度，所以中国与联盟成员国出口贸易持续时间的影响因素是一个值得研究的问题。因此，本文尝试运用生存分析方法，客观地刻画中国与联盟成员国出口贸易持续时间分布，并考察出口贸易持续时间的重要影响因素，以期为中国与联盟成员国出口贸易持续稳定发展提供政策参考。

一、文献综述

随着经济社会持续发展、技术不断进步以及运输效率逐步提升，国际贸易效率也逐渐提高。尽管贸易成本逐渐下降，但其仍然是国家之间贸易关系的重要影响因素之一。Novy[1]指出，贸易成本在新开放宏观经济学中扮演着重要的角色，也是阻碍世界经济一体化的重要因素之一。Novy[2]构建了包括垄断竞争下生产差异化产品的厂商、国内消费者、目的国消费者三因素的多国贸易一般均衡模型，并在此基础上推导出贸易成本的计算公式，从此贸易成本测度逐渐受到关注。

国外关于贸易成本对国际贸易的影响研究成果颇丰，Anderson等[3]研究表明，贸易成本大约为关税当量的1.7倍，对双边国际贸易产生的影响不可忽视。大多数学者的研究证实了贸易成本对国际贸易产生显著的影响[4-5]。国内学者基于进口中间品视角探索发现，总体上贸易便利化延长了企业出口持续时间[6]，既增大出口机会又有利于延长企业出口持续时间，这种情况在产品多样化程度低、产品核心度低、行业竞争小、市场集中度低的企业中尤为明显[7]。

本文的拓展性研究如下：第一，探索了中国与联盟成员国出口贸易关系持续时间生存变化特征，有助于提升中国与联盟经贸合作层次；第二，采用Novy模型精确测度中国与联盟成员国的贸易成本并将其纳入核心解释变量，对于降低中国与联盟成员国贸易成本、提高贸易便利化水平具有实践参考意义；第三，运用生存分析方法、离散时间模型探究贸易成本等变量对出口贸易持续时间的影响，对现有研究进行补充。

二、数据处理及生存函数估计

(一)数据处理与来源

贸易持续时间为某商品从进入外部市场到退出外部市场所经历的无间隔年份数。处理贸易持续时间的数据需要注意：第一，数据左删失问题。样本观测时间为 2007—2021年，由于无法获知确切的出口起始时间，通常做法是删除首年(2007年)的贸易关系持续时间段，故本文出口持续时间观察期最长为14年。第二，多个持续时间段(multiple spells)问题。由于样本观测期间同一商品产生的贸易关系会多次出现，从而产生多个持续时间段问题。通常做法为，假设多个持续时间段相互独立，且对样本观测值持续时间长度的分布无明显影响。数据来自CEPII-BACI数据库。

(二)生存模型函数估计

被解释变量为某种行为的持续时间，故采用生存时间分析方法。其中，生存函数和累计风险函数是描述持续时间特征的常用函数。设T(离散随机变量)为中国出口商品x到j国的生存时间，其中，T的取值为ti(i=1,2,3,…,n)。生存函数S(t)为出口产品生存时间超过t的概率，即：S(t)=pr(Ti>t)，则生存函数非参数估计由K-M(连乘估计量)得到。

(1)

式中：nj表示到tj时刻依然保持出口贸易关系的时间段数量，mj表示到tj时刻不再保持出口贸易关系的时间段数量。风险函数表示产品在t-1时期依然出口，而在t时期不再出口的概率。

(2)

(3)

运用K-M生存模型函数对中国与联盟整体及成员国出口持续时间的初步估计结果见表1。分国别来看，中国与俄罗斯的出口持续期较长，平均数和中位数分别为4.48年和3年，说明双边贸易关系较牢固，这与商务部发布的“中国连续12年稳居俄罗斯第一大贸易伙伴国”数据相符。中国对白俄罗斯的出口项目中，出口持续时间为1～4年的占比分别达到67.6%、55.6%、49.4%和44.6%。相较于其他联盟成员国，中国对白俄罗斯出口持续时间为1～4年的比例最高且生存率下降幅度最低，说明中国与白俄罗斯的贸易关系发展相对良好。中国对哈萨克斯坦的出口项目中，出口持续时间为14年的占比为32.4%，是中国与联盟成员国中比例最高的，说明中国与哈萨克斯坦的贸易关系比较平稳。中国与吉尔吉斯斯坦的出口持续期最短，中位数仅为2年，且出口持续时间为14年的占比仅为19.9%，说明中国与吉尔吉斯斯坦贸易关系最不稳定。中国与亚美尼亚的出口持续期居中，尽管中位数仅为2年，但是自2009年以来，中国一直是亚美尼亚第二大贸易伙伴国，并且两国进出口额呈现增长态势，可见中国与亚美尼亚的贸易潜力较大。整体上看，中国与联盟的出口持续期普遍较短，中位数仅为3年。出口持续时间为1～3年的占比分别为64.6%、51.2%、44.6%，出口持续时间为14年的占比仅有28.4%，这说明超过55%的贸易关系在3年后结束，中国与联盟的出口持续时间以短期为主且存在较大不稳定性。

表1 中国与联盟出口持续时间的描述性统计

三、实证检验及结果

(一)模型设定

目前分析生存问题的模型分为连续时间生存模型和离散时间生存模型。连续时间生存模型存在不可观测异质性、贸易持续时间结点不可控、必须满足比例风险基本假定等缺陷[11]，因此，为克服上述缺陷构建离散时间生存模型：

M[hik(t,x)]=βx′+γi+u

(4)

式中：hik(t，x)表示具有协变量x的个体在时刻t的风险率。β为待估系数。x′为解释变量集合，包括核心解释变量、传统引力变量和产品特征变量等。γi为区间基准风险率。u=logv，用来控制贸易持续时间的不可观测异性质。其中，v表示不可观测异质性。离散时间生存模型为二值模型，被解释变量M[hik(t，x)]取值0或1。为了有效解决数据右删失和基准风险函数的非参数估计问题[15]，分别采用服从正态分布的Probit模型、服从逻辑斯蒂分布的Logit模型、服从极值分布的Cloglog模型进行回归。

(二)变量选取

1.被解释变量

中国对联盟出口产品中断的风险率hik(t，x)，根据比例风险模型测算。

2.核心解释变量

贸易成本(IC)。参照Anderson等[16]的研究，假设各国专业化生产一种产品并出口，产品供给量给定且消费者效用函数的替代弹性不变，构建一般均衡模型计算贸易成本。

首先，计算i国对j国的出口额：

(5)

式中：xij为i国对j国的总出口额；yi和yj分别代表i、j两国的总收入额；yw代表世界各国收入总和；tij为i国与j国之间的双边冰山型贸易成本；∏i和Pj分别代表i国向外的多边阻力和j国向内的多边阻力；σ(>1)为商品的替代弹性。

其次，当一国与伙伴国多边阻力降低，一部分产品转外销便会得到多边阻力模型∏iPi，其中Pi表示i国向内的多边阻力。在此基础上增加一个相反方向的贸易流量得到与之相对应的多边阻力模型∏jPj[2]，其中∏j表示j国向外的多边阻力。

最后，将i国对j国的总出口额xij与j国对i国的总出口额xji相乘并带入多边阻力模型∏jPj和∏iPi中。因为i国到j国的运输成本不对等、各国的国内成本不相同(即tij≠tji)，故可得贸易成本的关税当量值(τij)：

(6)

式中：xji代表j国对i国的总出口额。xii为i国国内贸易额，由该国总收入额yi减去总出口额xij得到[17]，即xii=yi-xij，同理可得xjj。yi为i国总收入额，其表达式：yi=s·GDPi[18]，其中s为GDP中可贸易品份额，取值0.8[2]。σ为替代弹性，取值8[3]。依据式(6)计算可得2008—2021年中国与联盟成员国的贸易成本。

3.传统引力变量

目的国经济总量(lnPgdp)。一国的人均国内生产总值越大，国内的市场购买力越强，市场需求越大，对进口商品需求就越旺盛，进而出口持续时间越长。是否为内陆国家(Landlocked)。出口目的国为内陆国家取值1，否则取值0。是否与中国接壤(Contiguity)。出口目的国与中国接壤取值1，否则取值0。两国距离(lnDistcap)。联盟成员国大多数与中国接壤，距离较近，中国与之开展贸易活动时运输风险与成本较低，出口贸易关系失败的风险较低。GDP数据来自世界银行，其余变量数据来自法国国际经济研究中心。

4.产品特征变量

产品初始贸易额(lnIv)，采用中国与联盟成员国出口贸易关系持续时间段第一年的出口贸易额表示。产品初始贸易额越大，双边贸易关系越稳定，出口风险率越低。产品单位价值(lnUv)。单位价值高的产品越不容易被替代，贸易关系越稳定。产品多样性(lnPnum)，采用中国出口到目的国的产品种类总数表示。通常情况下，出口种类越多双方贸易关系越紧密，出口贸易关系失败的风险率越低。目的地多样性(lnDd)，采用每年中国所有出口产品数量的绝对值表示。出口目的地越多的国家抵御外部风险的能力越强，其出口贸易关系失败的概率越低。

5.人民币汇率变动(Neer)

人民币汇率变动(Neer)，用美元兑人民币汇率变化率表示，计算公式为:(Neeri-Neeri-1)/Neeri-1，其中i的取值范围为2008—2021年，Neeri-1和Neeri分别为上一年和当年美元兑人民币汇率的平均价。人民币汇率变动会对国际贸易产生影响，进而影响出口持续时间。数据来源于《中国统计年鉴》。

变量的描述性统计见表2。

表2 变量描述性统计

(三)实证结果

1.总体检验

表3为分别采用Cloglog、Probit和Logit计量模型进行回归的结果。表3中左侧是未控制不可观测异质性的回归结果，右侧为控制不可观测异质性的回归结果。Rho表示不可观测异质性引起的误差占总误差的比例，这一比例均超过60%，拒绝不存在不可观测异质性的原假设。因此，控制不可观测异质性对于该模型的回归过程来说是非常有必要。故对中国与联盟成员国贸易关系持续时间的分析重点是考察控制不可观测异质性的Cloglog模型的回归结果。

表3 基准回归估计结果

第一，贸易成本对出口持续时间的影响。从表3可以看出，核心解释变量贸易成本的系数显著为正，表明中国与联盟成员国之间的贸易成本增加会增加双边出口贸易关系失败的风险，从而降低出口持续时间。关税同盟理论认为，关税结盟对内会形成“贸易创造”效应，对外形成“贸易转移”效应，而关税是贸易成本的重要组成部分，关税结盟必然会导致贸易成本变动，提高出口贸易的潜在成本，增加双边国际贸易的不确定性，而联盟为区域经济一体化组织，是典型的关税结盟形式。表1数据也显示，中国与俄罗斯、哈萨克斯坦的贸易关系相对稳固，出口持续时间较长，贸易成本相对最低，这从侧面印证了贸易成本较低则贸易关系较稳固、出口贸易持续时间较长。表3回归结果显示，当贸易成本提高一倍，双边贸易关系失败的风险率上升45.8%，这从正面验证了贸易成本增加会导致贸易关系不稳固，出口持续时间变短。可见，贸易成本对于巩固中国与联盟成员国的贸易关系起着至关重要的作用，应予以足够重视。

第二，传统引力变量对出口持续时间的影响。目的国经济总量对双边贸易关系风险率的影响显著为负。目的国的人均收入越高，则潜在的消费欲望和市场购买力就越强，这会推动国际贸易发展，延长出口持续时间。目的地为内陆国家和目的地与中国接壤都会降低双边贸易关系失败的风险，延长出口持续时间，这是因为，联盟成员大多为内陆国家且与中国接壤，较近的陆路运输提高了贸易效率，降低了双边贸易关系失败的风险。两国距离的回归系数为正，说明两国间距离越远，贸易关系失败的概率越大，出口持续时间越短。

第三，产品特征变量对出口持续时间的影响。产品初始贸易额的回归系数显著为负，说明双边初始贸易额越大，贸易关系失败的风险越低，出口持续时间越长。产品单位价值越高，贸易关系失败的风险越大，这可能是因为，中国出口到联盟成员国的产品核心竞争力不足，比较容易被取代。产品多样性增加了贸易关系失败的风险，这可能是因为，联盟成员国的需求多为种类固定的轻工业产品，因此产品种类增加会降低出口持续时间。目的地多样性回归系数为正但不显著，可能的原因是，中国出口联盟成员国的产品数量相对较少且品种单一，出口贸易关系相对简单，因此丰富的出口经验对提升出口持续时间并没有显著的帮助。

此外，人民币汇率变动的回归系数为正，表明人民币汇率变动增加会降低出口持续时间。从系数来看，人民币汇率变动每提高一倍，双边贸易关系失败的风险将提高9.2%。

2.稳健性检验

为进一步验证以上回归结果的稳健性，采用Cloglog、Probit、Logit模型，分别对每个贸易关系的首个持续时间段样本(First Spell)和只有一个持续时间段样本(Only One Spell)进行回归，结果见表4。回归结果的系数符号、显著性与表4基本一致，故本文的结论是稳健的。

表4 稳健性检验

通过比较表3与表4中各变量的相关系数和显著性可知，无论是核心变量还是其他解释变量，只有一个持续时间段样本(Only One Spell)比全样本部分变量对贸易关系持续时间的影响更大些，所以，建立贸易关系时要多注意这些变量的影响，以便保持贸易关系的稳定发展。

四、结论与政策建议

随着国际贸易理论的不断发展，贸易成本逐渐成为解释国际贸易关系好坏的关键因素之一，在国家对外贸易政策的制定中具有一定的参考作用。本文基于联合国商品贸易数据库2008—2021年CEPII-BACI数据库HS6分位产品数据，采用生存分析方法估计中国与联盟出口持续时间，并着重考察了贸易成本对双边出口持续时间的影响。研究发现：中国与联盟出口持续时间普遍较短，在14年的样本观测期内，中位数仅为3年，出口持续时间为1年的占比为64.6%，3年以后贸易关系趋向平稳。贸易成本对双边出口持续时间的影响显著，贸易成本越高双边贸易关系失败的风险越大，出口持续时间越短。传统引力变量对出口持续时间影响与现有研究一致，为负向影响。初始贸易额、产品单位价值、产品多样性等产品特征变量和人民币汇率波动对出口持续时间的影响也非常显著。目的地多样性对中国与联盟出口持续时间的影响不显著。

为更好地推进丝绸之路经济带建设，进一步扩大中国与联盟间贸易投资合作，必须重视国际贸易中的贸易成本问题。第一，利用中国与联盟成员国的地理位置优势，加大基础设施建设力度，提供更便捷有效的物流运输条件，实现高效的政策互通，降低贸易成本，从而增加双边经贸合作的深度，扩大双边经贸合作的广度。第二，当前，出口联盟的产品大多为资源型产品，从联盟进口的产品以农产品等劳动密集型产品为主，这势必会导致双边贸易结构单一，风险抵抗能力不足。故应改善中国与联盟的贸易商品结构，增强贸易风险抵御能力和双边贸易关系紧密度。第三，持续推进“一带一路”建设，采取贸易便利化措施，为国家间的资本和要素跨境流动创造更好的条件，降低贸易成本，建立持续、稳固的国际贸易关系。