王瑾，張慶萍，馬文萱

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,烏魯木齊市,830000)

0 引言

“一帶一路”倡議在深化互聯(lián)互通、貿(mào)易暢通上可以推進上合組織深化合作的進程,但上合組織各個國家的政策環(huán)境、清關(guān)手續(xù)、貿(mào)易關(guān)稅、運輸條件等參差不齊。因此,推動貿(mào)易便利化對上合組織國家間開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有重要的現(xiàn)實意義。貿(mào)易便利化旨在簡化海關(guān)程序、合理降低貿(mào)易的交易成本,加快貿(mào)易雙方間各要素的跨境流通。國內(nèi)外學(xué)者對貿(mào)易便利化的研究主要展現(xiàn)在兩個方面:一是對貿(mào)易便利化指標(biāo)體系測度的研究。例如Wilson等[1]運用指標(biāo)海關(guān)環(huán)境、監(jiān)管環(huán)境、電子商務(wù)、港口效率指標(biāo)來測算貿(mào)易便利化水平。隨著貿(mào)易便利化評價體系的不斷完善,左喜梅等[2]還納入了指標(biāo)金融服務(wù)。二是貿(mào)易便利化對貿(mào)易的影響研究。研究表明,貿(mào)易便利化對貿(mào)易流量[3]、貿(mào)易出口[4]、貿(mào)易潛力[5]都有不同程度的影響。

經(jīng)濟提速需要穩(wěn)定的出口貿(mào)易關(guān)系,出口貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)比新增貿(mào)易關(guān)系更能拉動經(jīng)濟的增長潛能。貿(mào)易持續(xù)時間對確保進出口貿(mào)易雙方穩(wěn)定雙邊貿(mào)易關(guān)系意義重大。關(guān)于貿(mào)易持續(xù)時間的研究,當(dāng)前文獻主要從貿(mào)易持續(xù)時間的特征[6]及影響因素兩個層面展開分析[7]。大多數(shù)學(xué)者得出貿(mào)易持續(xù)時間存在負(fù)的時間依存性[8]、門檻效應(yīng)[9]等特征。而貿(mào)易持續(xù)時間的影響因素包括國家層面及產(chǎn)品層面。例如馮偉等[10]研究影響中國進口貿(mào)易持續(xù)期主要從人均GDP、匯率、地理距離等國家層面因素展開。張巧等[11]研究了中國木家具出口貿(mào)易持續(xù)時間,產(chǎn)品層面影響因素包含產(chǎn)品初始貿(mào)易額、產(chǎn)品競爭力等。然而鮮有學(xué)者研究貿(mào)易便利化水平作為影響貿(mào)易持續(xù)時間即貿(mào)易關(guān)系穩(wěn)定性的變量[12]。目前,中國與上合組織國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究主要集中機遇與挑戰(zhàn)[13]、時空特征與競合關(guān)系[14]與發(fā)展?jié)摿15]等方面,鮮有學(xué)者從微觀角度研究中國與上合組織國家出口貿(mào)易關(guān)系的穩(wěn)定與持續(xù)性。

因此,本文構(gòu)建貿(mào)易便利化水平綜合評價體系,利用生存分析中的K-M非參數(shù)分析法研究中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的貿(mào)易持續(xù)時間的基本特征,并借助Cloglog離散時間模型探討貿(mào)易便利化水平對中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的影響,為確保中國與上合組織國家間貿(mào)易關(guān)系持續(xù)穩(wěn)定提供政策建議。

1 貿(mào)易便利化水平測算及機制分析

1.1 指標(biāo)構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

結(jié)合一些學(xué)者對貿(mào)易便利化水平的測算[16],本文選取一級指標(biāo)口岸效率、海關(guān)環(huán)境、電子商務(wù)和金融服務(wù)、政府制度與監(jiān)管環(huán)境。二級指標(biāo),分別為基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、海關(guān)程序的效率、電子商務(wù)、金融服務(wù)、規(guī)制環(huán)境、監(jiān)管環(huán)境。18個三級指標(biāo)包括公路口岸、鐵路口岸、港口口岸、航空口岸的設(shè)施質(zhì)量、海關(guān)手續(xù)的煩瑣程度、貿(mào)易壁壘的盛行度、貿(mào)易關(guān)稅、互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)、科技的可獲得性、寬帶互聯(lián)網(wǎng)的接入、企業(yè)對新技術(shù)的接收、貸款的便利性、銀行的穩(wěn)健性、司法的獨立性等(表1)。以上指標(biāo)均為正向指標(biāo)。

表1 貿(mào)易便利化水平指標(biāo)體系Tab. 1 Indicator system of trade facilitation

本文中各指標(biāo)體系的源數(shù)據(jù)均來自世界經(jīng)濟論壇2006—2019年的《全球競爭力報告》。部分年份數(shù)據(jù)存在缺失情況,為確保結(jié)果不出現(xiàn)偏差情況,沿用該年前兩年數(shù)據(jù)的平均值度量。2018年《全球競爭力報告》更新了評價標(biāo)準(zhǔn)。其中,指標(biāo)“海關(guān)手續(xù)的煩瑣程度”在2018年、2019年改由“邊境通關(guān)效率”度量。研究國家選取俄羅斯聯(lián)邦、哈薩克斯坦、印度、巴基斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦6個上合組織成員國。烏茲別克斯坦的指標(biāo)數(shù)據(jù)未在《全球競爭力報告》中給出。因部分年份數(shù)據(jù)存在缺失,為確保結(jié)果不出現(xiàn)偏差,一些指標(biāo)數(shù)據(jù)沿用該年前兩年數(shù)據(jù)的平均值度量。

1.2 貿(mào)易便利化水平測算

為了各指標(biāo)數(shù)據(jù)間的相關(guān)性和可比度更優(yōu)化,指標(biāo)數(shù)據(jù)需要標(biāo)準(zhǔn)化處理。本文主要借鑒孟亮等[17]數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理方法,計算方法如式(1)所示。

(1)

式中:yt——各貿(mào)易便利化水平三級指標(biāo)的初始值;

Xt——指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的值。

其次,利用stata16軟件進行KMO、巴特利特球形度檢驗標(biāo)準(zhǔn)化處理過的數(shù)據(jù)。檢驗結(jié)果見表2。其中,檢驗結(jié)果KMO統(tǒng)計量值為0.734,表明各指標(biāo)間相關(guān)關(guān)系共性較強,信息重疊度較高,適合因子分析法。

表2 KMO和巴特利特球形度檢驗結(jié)果Tab. 2 Result of KMO and Bartlett’s test

其次,運用主成分分析法對各指標(biāo)進行因子分析,共提取5個特征值大于1的主成分,累計貢獻率占比81.27%。因此,適合做評價的綜合指標(biāo)。故參考杜群陽等[18]處理方法得到三級指標(biāo)的貿(mào)易便利化指標(biāo)綜合評價模型

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——貿(mào)易便利化水平;

Px、Cx、Ex、Gx——各個一級指標(biāo)。

各個一級指標(biāo)前的系數(shù)為TFI中的載荷。將上合組織國家貿(mào)易便利化標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值代入式(2)中,手動計算出綜合得分(表3)。參考學(xué)者張淑輝等[19],綜合得分評價標(biāo)準(zhǔn)共分為四個等級:0.8分以上為非常便利,0.7～0.8分為比較便利,0.6～0.7分為一般便利,0.6分以下為不便利。

表3 2006—2019年上合組織國家貿(mào)易便利化水平測算結(jié)果與排名Tab. 3 Result and rank of SCO countries’trade facilitation levels between 2006 and 2019

從表3來看,2006—2019年上合組織國家的貿(mào)易便利化水平總體呈上升態(tài)勢。這意味著上合組織國家的對外貿(mào)易環(huán)境在逐漸向好,貿(mào)易效率也在持續(xù)提高。印度的貿(mào)易便利化在2010年后基本上處于一般便利的水平。巴基斯坦的貿(mào)易便利化也在2010年后上升至比較便利的水平。俄羅斯聯(lián)邦的貿(mào)易便利化水平從2014年后上升到一般便利。哈薩克斯坦的貿(mào)易便利化水平為不便利,距離一般便利還有一定的差距。吉爾吉斯斯坦與塔吉克斯坦兩國的貿(mào)易便利化水平得分較低,變化不大,有較高的提升空間。

1.3 貿(mào)易便利化水平對貿(mào)易持續(xù)時間影響的機制分析

作為貿(mào)易便利化理論基礎(chǔ)的交易成本理論,指進行市場交易行為時須付出的必要代價。交易成本分為直接和間接交易成本。直接交易成本是由貿(mào)易的通關(guān)手續(xù)及關(guān)稅所產(chǎn)生的費用。間接貿(mào)易成本是由各種商業(yè)活動的失誤而間接導(dǎo)致費用增加的成本。因此,貿(mào)易便利化的目標(biāo)最終歸結(jié)為降低貿(mào)易成本。貿(mào)易成本的降低會提升進口商、出口商的貿(mào)易積極性,從而擴大貿(mào)易額,貿(mào)易額的增大會使貿(mào)易關(guān)系更加穩(wěn)定。影響的機制分析如圖1所示。

圖1 貿(mào)易便利化水平對貿(mào)易持續(xù)時間影響的機制分析

2 貿(mào)易持續(xù)時間估計結(jié)果

2.1 生存函數(shù)估計方法

生存分析又稱久期分析,主要用于考察個體從某一種狀態(tài)過渡到另一種狀態(tài)所花費的時間。該方法通過建立生存函數(shù)計算生存概率,描述出時間概率分布的基本特征。目前,一些學(xué)者利用生存分析法來分析研究貿(mào)易持續(xù)時間[20]。文章同樣采用生存分析法中Kaplan-Meier的非參數(shù)來估計中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的貿(mào)易持續(xù)時間基本分布情況。設(shè)發(fā)生失敗時間為T,離散隨機變量為ti,Pr表示概率,則該函數(shù)

p(ti)=Pr(T=ti)

(3)

其中,i=1,2,…,n,且t1

(4)

風(fēng)險函數(shù)

(5)

而生存分析中Kaplan-Meier的非參數(shù)估計法能有效解決數(shù)據(jù)“右歸并”問題。故設(shè)樣本的觀測區(qū)間為(ti,ci),其中ti為生存時間的觀測值,ci為觀測值的結(jié)局。如果結(jié)局為失敗,ci取0,相反則取1。記t1

(6)

風(fēng)險函數(shù)的非參數(shù)估計

(7)

2.2 數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

大多學(xué)者的文獻均利用久期數(shù)據(jù)來完成生存分析法對貿(mào)易持續(xù)時間的測算[21]。本研究主要采用UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫中2006—2019年中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的HS6分位編碼的貿(mào)易數(shù)據(jù)。其中農(nóng)產(chǎn)品界定范圍具體包括第一類:HS1～5章的活動物及動物產(chǎn)品。第二類:HS6～14章的植物產(chǎn)品。第三類:HS15章的動、植物油脂及分解產(chǎn)品。第四類:HS16～24章的食品、飲料、醋、酒和煙草等產(chǎn)品。第五類:29章的甘露糖醇和山梨醇,35章的蛋白質(zhì)物質(zhì)、淀粉、膠,38章的整理劑,41章的生皮,43章的生羊皮,50章的生絲和廢絲,51章的羊毛和動物毛,52章的原棉、廢棉、已梳棉以及53章的生亞麻和生大麻。總計97 800個樣本觀測值。

2.2.2 數(shù)據(jù)處理

1) 數(shù)據(jù)歸并問題。樣本的觀察時間是2006—2019年。在所觀測的數(shù)據(jù)中,由于中國對哈農(nóng)產(chǎn)品出口在2006年之前就已存在,并且在研究結(jié)束的2019年貿(mào)易關(guān)系還在持續(xù),因此,數(shù)據(jù)存在歸并問題。左歸并問題通過刪除2006年的樣本觀測值可以得到解決。右歸并問題可以通過在生存分析法中設(shè)置結(jié)果變量解決。本文選取的農(nóng)產(chǎn)品出口最長為13年。

2) 多個貿(mào)易持續(xù)時間段問題。生存分析在研究生存壽命問題時,每一個關(guān)系只存在一個結(jié)局。然而在研究貿(mào)易持續(xù)時間問題時,會有中國某一農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家一段時間后,出現(xiàn)中斷,后續(xù)又重新開始出口該產(chǎn)品的情況。在本文所選樣本數(shù)據(jù)觀察期內(nèi),可能會存在中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易關(guān)系持續(xù)片段數(shù)超過1,就代表存在多個貿(mào)易持續(xù)時間段的情況。但有研究證明多個貿(mào)易持續(xù)片段的狀況對貿(mào)易持續(xù)時間分布不會造成大的影響[22]。因此,只要將多個貿(mào)易持續(xù)片段中的每一個片段視為相互獨立,即可解決這個問題。

2.3 生存分析結(jié)果

本文運用ststa16軟件繪出中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的整體生存曲線、基于農(nóng)產(chǎn)品分類別生存曲線。表4、圖2展示了我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)期分布情況的基本信息。根據(jù)全樣本的分析結(jié)果可以得出,中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織貿(mào)易持續(xù)期分布有3個基本特征。

圖2 中國出口上合組織國家農(nóng)產(chǎn)品總體生存曲線

表4 中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家生存率的描述性統(tǒng)計Tab. 4 Descriptive statistics on the survival rate of Chinese agriculture product exporting SCO countries

第一,從表4可見,整體上中國出口上合組織國家的農(nóng)產(chǎn)品生存時間偏短,中位值為6年。從生存時間看,第一類和第三類農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易存續(xù)期均值分別為6.35年和6.26年,中位數(shù)均為6年。第二類農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易存續(xù)期的均值為6.53年,中位數(shù)為6年。第4類農(nóng)產(chǎn)品和第五類農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易存續(xù)期均值分別為6.64年和6.78年。因此,分類別農(nóng)產(chǎn)品中生存時間最長的為第5類,其次是第4類。從生存率看,我國出口上合組織國家第五類農(nóng)產(chǎn)品生存率均高于其他四類農(nóng)產(chǎn)品。第一類、第三類農(nóng)產(chǎn)品的持續(xù)時間生存率下降較快。

第二,我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間存在“門檻效應(yīng)”。從圖2生存曲線下降的幅度可以看出,中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的生存率從出口1年后89.56%驟降至5年的53.80%,降幅為35.76%,出口5年后下降的幅度逐漸變緩。因此,中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織貿(mào)易的門檻值為5年。在貿(mào)易關(guān)系建立的初始階段,貿(mào)易關(guān)系中斷概率較高,但是隨著貿(mào)易往來愈漸頻繁,貿(mào)易中斷的概率下降幅度逐漸變緩,貿(mào)易關(guān)系也會隨之趨于穩(wěn)定。

第三,我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)期生存函數(shù)具有負(fù)的時間依存性特征。中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的貿(mào)易生存率的下降幅度會隨著出口貿(mào)易持續(xù)時間的延長而下降。負(fù)的時間依存性表明,延續(xù)現(xiàn)存的貿(mào)易關(guān)系和促使貿(mào)易關(guān)系持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展比大力構(gòu)建新的雙邊貿(mào)易關(guān)系更重要。

圖3是中國出口上合組織國家農(nóng)產(chǎn)品分類別生存曲線。中國出口上合組織國家的農(nóng)產(chǎn)品的類別不同,其貿(mào)易持續(xù)時間也不同。由表4、圖3可以發(fā)現(xiàn),分類別農(nóng)產(chǎn)品的出口生存率在總體趨勢上有著明顯的差異。相較于其他類別農(nóng)產(chǎn)品,第五類農(nóng)產(chǎn)品的生存率整體上高于其他類別農(nóng)產(chǎn)品?？赡艿脑驗樵擃愞r(nóng)產(chǎn)品包含淀粉、生皮、動物毛、原棉、廢棉、已梳棉以及生亞麻和生大麻等原材料。其進口運輸、儲存條件相對較低,貿(mào)易成本也隨之降低。第二類、第四類農(nóng)產(chǎn)品有較長的保質(zhì)期限且對運輸和儲藏條件要求相對較低,故其生存率較穩(wěn)定。與之相比,第一類和第三類(活動物和動植物油脂分解)農(nóng)產(chǎn)品的生存率較低?？赡芙忉尩脑驗檫@兩類農(nóng)產(chǎn)品需要海關(guān)檢疫程序較為復(fù)雜、保鮮條件相對較高及運輸成本大等。

圖3 中國出口上合組織國家農(nóng)產(chǎn)品分類別生存曲線

3 實證分析

3.1 模型構(gòu)建

運用Stata16軟件來探究上合組織國家的貿(mào)易便利化水平和其他變量對中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的影響程度,并參照陳勇兵等[23]采用的方法構(gòu)建Cloglog離散時間模型。借助Logit、Probit兩個模型分別回歸,完成穩(wěn)健性檢驗。借助Logit、Probit兩個模型分別回歸,完成穩(wěn)健性檢驗。Cloglog離散時間模型的公式如式(8)所示。

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

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

=x′β+γj+μ

(8)

式中:hj——不同時間內(nèi)的危險率,j=1,2,3,…;

X——自變量集合;

β——控制變量的系數(shù);

γj——基準(zhǔn)風(fēng)險率;

μ——誤差項;

v——不可觀測的異質(zhì)性。

Cloglog離散時間模型輸出的結(jié)果中,若該控制變量的系數(shù)小于0,表示該變量與我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,也就代表該變量系數(shù)增大反而會降低中國與上合組織國家間貿(mào)易關(guān)系中斷的概率,從而穩(wěn)定貿(mào)易關(guān)系。反之,系數(shù)大于0,表示該變量與被解釋變量存在正相關(guān)關(guān)系,則表明該變量將增加貿(mào)易中斷的可能性,從而不利于貿(mào)易關(guān)系穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

3.2 變量選取

參考已有學(xué)者對影響貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間因素的研究[24],本文將選擇國家層面變量及產(chǎn)品層面變量(表5)。

表5 變量名稱及主要數(shù)據(jù)來源Tab. 5 Variable names and primary data sources

3.2.1 貿(mào)易便利化(lntfi)

該值由式(3)測算得出并取對數(shù)值表示。參照張鳳等[25]研究指出貿(mào)易便利化的提高能促進企業(yè)出口持續(xù)期的延續(xù)。因此,貿(mào)易便利化水平提升越高,貿(mào)易成本則越低,從而促進出口貿(mào)易關(guān)系的穩(wěn)定和持續(xù)。

3.2.2 國家層面特征變量

(1)目的國的消費能力(lnperGDP)。這里使用2011年不變價衡量上合組織國家人均GDP水平的對數(shù)表示。該值越大,表明上合組織國家國內(nèi)居民的消費能力越強,越有助于中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家,從而促進出口貿(mào)易關(guān)系的可持續(xù)性。(2)匯率變動(lnrex)。這里采用上合組織國家堅戈兌換人民幣的數(shù)量表示。有學(xué)者[26]得出結(jié)論,進口國匯率的變化可能導(dǎo)致貿(mào)易持續(xù)時間的變化。該值越大,表明越有利于中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家,進而對我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家的貿(mào)易持續(xù)時間有積極影響。預(yù)期符號為負(fù)。(3)貿(mào)易自由度(lntradefreedom)。參照學(xué)者提出貿(mào)易自由度對農(nóng)林產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的研究[27],這里采用上合組織國家在2006—2019年貿(mào)易自由化程度取值。上合組織國家貿(mào)易自由度越高,它的市場開放程度越大,貿(mào)易的自由化水平就越高,貿(mào)易往來越暢通,越有利于各國間建立更加穩(wěn)定和可持續(xù)的貿(mào)易關(guān)系。預(yù)期符號為負(fù)。(4)是否有共同邊界(com)。該變量用中國與上合組織各成員國間有無接壤來表示。兩國間有接壤取1,反之,取0。兩國間有共同的邊界會縮短貿(mào)易成本,從而有利于兩國間貿(mào)易關(guān)系的持續(xù),降低貿(mào)易中斷的概率。預(yù)期符號為負(fù)。(5)地理距離(lndist)。本文使用中國與上合組織國家距離的對數(shù)表示。該變量代表中國與上合組織國家間可變的貿(mào)易成本。地理距離越短,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的物流、倉儲、運輸成本越少,就越有利于我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的延長,從而有利于貿(mào)易關(guān)系的穩(wěn)定。預(yù)期符號為正。

3.2.3 產(chǎn)品層面特征變量

(1)出口競爭力(rca)。我國農(nóng)產(chǎn)品在出口市場上競爭力越大,表明我國農(nóng)產(chǎn)品退出市場的可能性將減少,其貿(mào)易中斷的風(fēng)險降低,中國與上合組織國家間的貿(mào)易關(guān)系則越穩(wěn)定。該變量用顯性比較優(yōu)勢指數(shù)表示。若指數(shù)大于0,表明我國農(nóng)產(chǎn)品在出口市場上具有國際競爭力并取1,否則取0。預(yù)期符號為負(fù)。(2)產(chǎn)品出口貿(mào)易額(lnexpv)。該變量用每個產(chǎn)品的貿(mào)易額的對數(shù)值表示。我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織各成員國的出口貿(mào)易額越大,表明上合組織各成員國對我國的農(nóng)產(chǎn)品需求越大,貿(mào)易雙方對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的互有信心,貿(mào)易中斷的概率則會降低,有利于兩國貿(mào)易關(guān)系持續(xù)。預(yù)期符號為負(fù)。(3)市場占有率(lnshare)。該變量采用中國出口至上合組織國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占中國農(nóng)產(chǎn)品總出口貿(mào)易額的比重表示。一些學(xué)者也考察了產(chǎn)品的市場占有率對貿(mào)易持續(xù)時間的影響[29]。該值越大,表明中國農(nóng)產(chǎn)品在上合組織國家的市場份額越高,越有利于兩國建立更加穩(wěn)定和可持續(xù)的貿(mào)易關(guān)系。預(yù)期符號為負(fù)。

3.3 實證分析結(jié)果

在本文中,使用離散時間模型Cloglog考察影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的因素。表6展示了本次回歸結(jié)果。

表6 貿(mào)易便利化、產(chǎn)品層面及國家層面特征變量對貿(mào)易持續(xù)時間的影響估計結(jié)果Tab. 6 Estimate the results of feature variables of trade facilitation, products and countries influencing trade duration

在回歸結(jié)果中,擬然比檢驗拒絕了原假設(shè),表示農(nóng)產(chǎn)品與國家間不存在不可觀測異質(zhì)性。相關(guān)學(xué)者研究指出,不考慮控制不可觀測異質(zhì)性會導(dǎo)致估計結(jié)果偏差[30]。因此,本次基準(zhǔn)回歸需考慮控制不可觀測異質(zhì)性(見表6的第1、2、3列)和未控制不可觀測異質(zhì)性(見表6的4、5、6列)。其次,基準(zhǔn)回歸采用逐步回歸。第1、4列表示僅引入變量貿(mào)易便利化(lntfi)的回歸結(jié)果。第2、5列為增加產(chǎn)品層面特征變量的回歸結(jié)果。第3、6列表示引入國家層面特征變量的回歸結(jié)果(在第2、5列回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上)。

3.3.1 貿(mào)易便利化

表6中,貿(mào)易便利化(lntfi)變量對中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的影響顯著,且系數(shù)符號與預(yù)期相符。分別加入產(chǎn)品層面和國家層面的特征變量后,貿(mào)易便利化(lntfi)的系數(shù)與符號均未發(fā)生改變。該變量每提升1%,則中國與上合組織國家間的貿(mào)易關(guān)系中斷的風(fēng)險率下降13.7%。這也就說明貿(mào)易便利化水平越高,中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家間貿(mào)易成本則越低,使得大批企業(yè)進入市場,間接提高生產(chǎn)效率,從而有利于我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的延續(xù)及貿(mào)易關(guān)系的穩(wěn)定。

3.3.2 產(chǎn)品變量層面

產(chǎn)品的出口貿(mào)易額(lnexpv)變量的符號與預(yù)期相反。原因可能是產(chǎn)品出口貿(mào)易額較大會使目的國的預(yù)期期望值變大,但我國農(nóng)產(chǎn)品出口市場上的產(chǎn)品競爭力較低。市場占有率(lnshare)的系數(shù)為負(fù),與預(yù)期符號相符。也就代表我國農(nóng)產(chǎn)品在上合組織國家市場占有率越高,就越有利于貿(mào)易關(guān)系的穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。控制變量出口競爭力(rca)影響顯著,系數(shù)符號與預(yù)期相符。我國農(nóng)產(chǎn)品的出口競爭力提高1%,兩國間貿(mào)易中斷的風(fēng)險概率降低24.8%。這表明我國農(nóng)產(chǎn)品退出上合組織國家市場的可能性將減少,貿(mào)易中斷的風(fēng)險降低,中國與上合組織國家間的貿(mào)易關(guān)系則越穩(wěn)定。

3.3.3 國家變量層面

所選變量中,目的國的消費能力(lnperGDP)系數(shù)符號與預(yù)期相反。上合組織國家的人均消費能力越高,中國與上合組織國家的貿(mào)易關(guān)系中斷的概率會增加,但影響較小。匯率變動(lnrex)的系數(shù)為正,也就說明該變量不利于維持兩國間貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)。同樣可以從表6中看出,變量貿(mào)易自由度(lntradefreedom)結(jié)果與預(yù)期不符。可能解釋的原因是上合組織國家貿(mào)易自由度越高,貿(mào)易關(guān)系就越多元,從而不利于貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)穩(wěn)定。變量是否有共同邊界(com)、地理距離(lndist)回歸結(jié)果和預(yù)期一致。這表明,中國與上合組織國家間的可變貿(mào)易成本縮短會促進貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)及穩(wěn)定。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

上文使用離散時間模型Cloglog考察了貿(mào)易便利化水平及其他影響因素對中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的影響。為了進一步驗證表6中的基準(zhǔn)回歸結(jié)果,進一步使用Logit、Probit模型對貿(mào)易便利化水平、產(chǎn)品層面及國家層面特征變量回歸分析。從表7的回歸結(jié)果中可以看出,貿(mào)易便利化、產(chǎn)品層面變量、國家層面變量的回歸結(jié)果與上文均一致。因此,驗證出表6所得的結(jié)果是穩(wěn)健的。貿(mào)易便利化水平提高有利于穩(wěn)定中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易關(guān)系。

表7 穩(wěn)健性檢驗Tab. 7 Robustness testing

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

本文建立了較為全面的貿(mào)易便利化綜合評價體系并測算了上合組織國家貿(mào)易便利化水平,采用K-M非參數(shù)分析法探究中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易的生存時間的基本特征,借助Cloglog離散時間模型探討貿(mào)易便利化水平對中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的影響,得出以下結(jié)論。

1) 上合組織國家的貿(mào)易便利化水平總體上升,但各國間貿(mào)易便利化水平差距仍然較大。上合組織國家中,中國的貿(mào)易便利化水平較高。印度與巴基斯坦的貿(mào)易便利化基本持平在一般便利的水平。俄羅斯的貿(mào)易便利化水平由不便利逐步提升至一般便利的程度。吉爾吉斯斯坦與塔吉克斯坦的貿(mào)易便利化水平雖然不高,但上升空間大。

2) 中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易的持續(xù)期較短,且中位值為6年,存在“門檻效應(yīng)”、具有負(fù)的時間依存性。第五類農(nóng)產(chǎn)品的生存率整體上高于其他四類農(nóng)產(chǎn)品。

3) 貿(mào)易便利化水平提高有利于中國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家貿(mào)易持續(xù)時間的延續(xù)及穩(wěn)定。貿(mào)易便利化水平的提升,會促使進出口的交易成本降低。貿(mào)易成本的降低會提升進口商、出口商的貿(mào)易積極性,從而擴大貿(mào)易額,貿(mào)易額的增大會使貿(mào)易關(guān)系更加穩(wěn)定。

4.2 政策建議

針對上述研究與結(jié)論,提出以下政策建議。

1) 不斷完善上合組織貿(mào)易合作體系,共同推進區(qū)域經(jīng)濟合作貿(mào)易便利化。通過加強上合組織國家間政策的溝通,大力提升海陸空等基礎(chǔ)設(shè)施水平的建設(shè),提高邊境口岸的運行效率,共同促進上合組織國家間互聯(lián)互通,從而有效推進中國與上合組織高水平的貿(mào)易自由和便利化,使上合組織國家間貿(mào)易互通制度得到不斷完善。

2) 簡化各國間通關(guān)手續(xù),消除貿(mào)易壁壘,營造高效率的海關(guān)環(huán)境。繼續(xù)深化上海合作組織成員國之間的經(jīng)濟協(xié)作,利用上合組織間貿(mào)易信息共享平臺拓展我國農(nóng)產(chǎn)品出口上合組織國家市場。

3) 加快推進絲路電商平臺建設(shè),健全我國絲路電商發(fā)展支撐體系政策,助推上合組織國家數(shù)字貿(mào)易發(fā)展便利化。協(xié)商上合組織國家間實現(xiàn)制度規(guī)則、體制機制互通、建立貿(mào)易規(guī)范統(tǒng)一化。營造透明的監(jiān)管環(huán)境,提高進出口商的貿(mào)易積極性。