基于內(nèi)生性修正的中國入世政策效果實證研究

(天津工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津 300387)

一、引言

自2001年中國成為WTO成員國至今已有16年。期間我國修改、調(diào)整了兩千多部法律法規(guī)和部門相關(guān)規(guī)章，不斷調(diào)整各種商品的稅率，不斷開放世貿(mào)組織規(guī)定的各個部門，以滿足組織的規(guī)章制度和其他成員國的利益。相應(yīng)的組織的其他成員國也會以相同的方式來對待中國這個新成員，降低貿(mào)易產(chǎn)品關(guān)稅以及各種壁壘，雙方實現(xiàn)互惠共贏。從數(shù)據(jù)上可以更加直觀的反映成果，2016年，我國貨物貿(mào)易進出口總值24.33萬億元人民幣，其中，出口13.84萬億元；貿(mào)易順差3.35萬億。

但是自從2008 年國際金融危機以來，“全球化”進入深度調(diào)整期，“逆全球化”風(fēng)潮愈演愈烈，其中英國“脫歐”與美國特朗普新政均是其中的標(biāo)志性事件。據(jù)英國經(jīng)濟政策研究中心發(fā)布的《全球貿(mào)易預(yù)警》報告顯示，2008年11月至2016年10月，二十國集團成員實施的貿(mào)易保護主義措施總計達到創(chuàng)紀(jì)錄的5 560項，最近一年來新增貿(mào)易保護主義措施401項；美國同期采取了600多項貿(mào)易保護措施，平均每4天推出一項*二十國集團數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自徐秀軍，治理“赤字”助長分配不均[N]．人民日報，2017-04-14. 美國數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自張茉楠．當(dāng)前“逆全球化”趨勢與新一輪全球化走向[J]．宏觀經(jīng)濟管理，2017(5)：33-37．。面對日益興起的全球新貿(mào)易保護主義，有必要對中國加入WTO后對世界經(jīng)濟的貢獻進行深度研究，有必要對逆全球化的動因和現(xiàn)實條件進行研究，以便為中國未來全球化布局提供科學(xué)決策依據(jù)。

誠然，中國加人WTO后對外貿(mào)易確實取得了巨大的增長，但加入WTO對中國對外貿(mào)易增長促進作用有多大，對貿(mào)易增長的貢獻率是多少，通過何種途徑促進貿(mào)易增長。對于這些問題的回答，僅依靠貿(mào)易量的變化數(shù)據(jù)并不能做出科學(xué)的推斷，必須通過綜合評估才能予以科學(xué)的解釋?，F(xiàn)有研究從加入WTO后對貨幣政策、稅收政策、關(guān)稅政策影響研究較多，但對加入WTO的貿(mào)易政策對中國的對外貿(mào)易的影響作用研究不足。對貿(mào)易政策效應(yīng)的科學(xué)評價，不僅有利于我國對于入世16年貿(mào)易政策的反思與總結(jié)，而且有利于面對目前逆全球化思潮下中國下一步的貿(mào)易政策作出科學(xué)評估。現(xiàn)有對貿(mào)易政策效應(yīng)的評價都存在著內(nèi)生性問題，計量模型中解釋變量的內(nèi)生性主要來源于3個方面，忽略了重要的影響因素，聯(lián)立性偏誤和測量誤差，這3種情況在貿(mào)易政策效果的研究中都存在。如果貿(mào)易政策變量存在內(nèi)生性問題，利用傳統(tǒng)估計方法得到的估計量將會是有偏的和不一致的，必須對貿(mào)易政策的內(nèi)生性問題進行修正。本文試圖通過改進的引力模型，在考慮政策變量內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，對中國加入WTO的政策效應(yīng)進行實證研究，給出可信賴的證據(jù)。

二、文獻綜述

大量學(xué)者就我國對外貿(mào)易的發(fā)展及其影響因素進行了深入的研究，綜合現(xiàn)有研究成果來看，主要集中在國家整體對外貿(mào)易及其競爭力、區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易、對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)等三個方面。

(1)在國家整體對外貿(mào)易及其競爭力方面，史朝興和顧海英(2006)指出加入WTO對中國與WTO成員之間的雙邊貿(mào)易增長貢獻了19.6%，貿(mào)易伙伴GDP增長、中國GDP增長、貿(mào)易伙伴對中國的直接投資額、APEC的貿(mào)易制度安排、香港和新加坡的轉(zhuǎn)口貿(mào)易等因素都對中國貿(mào)易增長有顯著正面影響，而運輸成本則是阻礙中國與貿(mào)易伙伴之間貿(mào)易增長的主要因素。對于不同類型的產(chǎn)業(yè)而言，加入WTO以后中國制造業(yè)的國際競爭力有較大程度提升，這主要是由于中國制造業(yè)的競爭優(yōu)勢在不斷提升，但是制造業(yè)的比較優(yōu)勢在加入WTO后提升則不明顯(金碚等，2006)。中國勞動密集型、技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢都有所提高，尤其是中國制造業(yè)競爭優(yōu)勢的增強是推動中國產(chǎn)業(yè)國際競爭力提升的主要動力(李鋼，劉吉超，2012)。

(2)在區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易方面，不同地區(qū)對外貿(mào)易的影響因素也存在差異。魏浩和王宸(2011)發(fā)現(xiàn)中國的省域?qū)ν赓Q(mào)易中存在顯著的空間自相關(guān)與空間集聚效應(yīng)，即具有明顯的“馬太效應(yīng)”特征，其中東部省份具有強強集聚的“馬太效應(yīng)”，中西部省份具有弱弱集聚的“馬太效應(yīng)”，東部以及中西部之間的差異較為明顯，并且隨著時間的推移這種集聚現(xiàn)象越來越明顯；經(jīng)濟增長、人力資本、政府干預(yù)、交通運輸、利用外資等因素對各省的對外貿(mào)易的發(fā)展均有顯著的正向影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平等因素對各省份對外貿(mào)易的發(fā)展影響方向和程度不確定。從三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易的發(fā)展來看，東部地區(qū)和西部地區(qū)的空間效應(yīng)比較明顯，中部地區(qū)的空間效應(yīng)不明顯；經(jīng)濟增長和人力資本是影響區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展的共同因素，除此之外，利用外資、交通運輸條件是影響東部地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的重要因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與技術(shù)水平是影響中部地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的重要因素，政府干預(yù)程度、技術(shù)水平是影響西部地區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的重要因素。

(3)在貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面，不同地區(qū)與不同因素對進出口貿(mào)易的影響也存在顯著的差異。亞洲地區(qū)需求結(jié)構(gòu)的變化對我國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化有一定的影響，中國與亞洲其他主要國家具有相似的進口需求結(jié)構(gòu)與出口結(jié)構(gòu)；我國對美國、加拿大為主的北美國家貿(mào)易依賴程度過大，其消費水平即經(jīng)濟形勢的變化直接影響到我國的出口貿(mào)易地區(qū)結(jié)構(gòu)。FDI對于我國同歐洲、北美洲產(chǎn)生的貿(mào)易影響顯著，F(xiàn)DI的增加使得我國出口到歐洲、北美洲的產(chǎn)品比重增加，使得來自該地區(qū)的進口產(chǎn)品比重減少(孫靈燕，李榮林，2011)。在出口貿(mào)易方面，我國各省市出口貿(mào)易受到區(qū)域的FDI和GDP水平及勞動力規(guī)模的顯著影響；而在進口貿(mào)易方面，各省市的進口貿(mào)易主要受到FDI和GDP水平及國內(nèi)投資規(guī)模的顯著影響；由此可見，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易都受到其 FDI、GDP的顯著影響，F(xiàn)DI和GDP是一個地區(qū)參加國際貿(mào)易、進入國際分工的一個基礎(chǔ)條件；而不同的是出口貿(mào)易受到其勞動力的影響，但進口貿(mào)易受到其國內(nèi)投資的顯著影響，勞動力在進口貿(mào)易當(dāng)中不顯著(高士亮，熊磊，2008)。

綜上所述可以看出，現(xiàn)有文獻對我國加入WTO后對外貿(mào)易發(fā)展的研究主要存在兩方面的不足，一方面是在研究對外貿(mào)易發(fā)展及其影響因素時忽視了對加入WTO這一重要的政策變化的考慮，致使研究結(jié)論對現(xiàn)實的指導(dǎo)意義降低；另一方面是當(dāng)考慮加入WTO的政策變化時通常會忽略模型中存在的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

(一)改進的引力模型

引力模型是Tinbergen(1962)從物理學(xué)中的模型演化而來應(yīng)用到國際貿(mào)易領(lǐng)域的，目的是測度國際貿(mào)易流量，之后Linnemann(1966)、Aitken (1973)、Leamer(1974)等對引力模型做了不斷改進和發(fā)展，演變成一個成熟有效的雙邊貿(mào)易流量決定模型。

傳統(tǒng)引力模型在雙邊貿(mào)易流量分析中具有很強的說服力，但其軟肋在于缺乏足夠的經(jīng)濟理論基礎(chǔ)，所以本文采用了Anderson和Wincoop(2003)根據(jù)不變替代彈性(CES)效用函數(shù)推導(dǎo)出的改進引力模型

(1)

其中，mij是i國和j國的貿(mào)易量，τij是貿(mào)易中的“冰山”型雙邊貿(mào)易成本，Yi和Yj是兩國的經(jīng)濟規(guī)模，YW是世界總經(jīng)濟規(guī)模，σ是CES效用函數(shù)的替代彈性，Πi和Πj是i國與j國進行雙邊貿(mào)易的多邊阻力項，也即i國與除j國以外的其他國家的平均貿(mào)易壁壘，其經(jīng)濟意義是給定i國和j國之間的雙邊貿(mào)易成本，如果i國與除j國之外其他貿(mào)易國家的貿(mào)易成本變化會影響來自j國產(chǎn)品的相對價格，導(dǎo)致從j國進口貿(mào)易的變化，形成貿(mào)易轉(zhuǎn)移，所以雙邊貿(mào)易量既依賴于雙邊貿(mào)易的成本，還依賴于貿(mào)易的第三方效應(yīng)。

本文在改進引力模型的基礎(chǔ)上，對式(1)兩邊同時取對數(shù)并加入代表加入WTO的政策虛擬變量，即可得加入WTO的政策效應(yīng)的計量經(jīng)濟學(xué)模型

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+ lnΠi,t+εi-China,t

(2)

其中，mi-China,t為中國t時刻和i國的貿(mào)易額，GDPw和ΠChina轉(zhuǎn)化為常數(shù)α，τi-China,t為t時刻i國與中國的雙邊貿(mào)易成本，Πi,t為t時刻i國的多邊阻力項，DWTO代表中國加入WTO的政策效應(yīng)。由于國際貿(mào)易在時間上的連續(xù)性，當(dāng)期的貿(mào)易規(guī)?？赡軙艿綒v史貿(mào)易量的影響，因此，為了提出前期貿(mào)易量對當(dāng)期的作用，需要將因變量滯后產(chǎn)生的影響考慮在內(nèi)，就可以得出所求方程式的動態(tài)形式

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+lnΠi,t+lnmi-China,t-1+εi-China,t

(3)

模型假定樣本經(jīng)濟體之間相互獨立，中國和其它國家貿(mào)易額同各解釋變量之間的關(guān)系是線性的，這樣就可以用國家的經(jīng)濟規(guī)模、雙邊貿(mào)易成本、多邊阻力項和加入WTO的政策效應(yīng)來解釋中國貿(mào)易量的變化。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文使用1998-2010年的面板數(shù)據(jù)對改進的引力模型進行參數(shù)估計，以測算加入WTO的貿(mào)易政策對中國的對外貿(mào)易的影響作用。樣本國家是中國主要的22個貿(mào)易國家和地區(qū)，包括美國、中國香港、日本、韓國、德國、荷蘭、印度、英國、新加坡、意大利、俄羅斯、法國、澳大利亞、巴西、馬來西亞、越南、加拿大、印度尼西亞、泰國、菲律賓、南非和新西蘭。樣本選擇的依據(jù)是2013年中國對這22個國家和地區(qū)出口規(guī)模超過了總出口規(guī)模的75%，因此該樣本具有較好的代表性，能相對準(zhǔn)確地反映出加入WTO對中國的對外貿(mào)易的影響。文中應(yīng)用到的各項變量的數(shù)據(jù)來源及其解釋如下。

1.雙邊貿(mào)易額

中國1998-2010年與上述貿(mào)易伙伴的總貿(mào)易額，所需數(shù)據(jù)是由聯(lián)合國的COMTRADE數(shù)據(jù)庫得到，并以1998年為基期通過GDP平減指數(shù)來逐步剔除其中的價格因素，其中GDP平減指數(shù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)的World Economic Outlook Database數(shù)據(jù)庫。

2.國家和地區(qū)的經(jīng)濟規(guī)模

國家和地區(qū)的經(jīng)濟規(guī)模采用市場匯率計的1998-2010年的GDP，并以1998年為基期通過GDP平減指數(shù)來逐步剔除其中的價格因素，所用數(shù)據(jù)取自IMF的World Economic Outlook Database數(shù)據(jù)庫。

3.雙邊貿(mào)易成本

在馬濤、劉仕國(2010)使用的計算公式基礎(chǔ)上，增加了進口因素，能夠有效規(guī)避如香港地區(qū)GDP小于出口規(guī)模導(dǎo)致的計算符號問題

(4)

其中，τij表示兩國之間的雙邊貿(mào)易成本，EXij表示從i國出口到j(luò)國的出口額，EXi和IMi分別表示i國的出口總額和進口總額，s和σ分別表示可貿(mào)易品份額和商品替代彈性。根據(jù)該領(lǐng)域相關(guān)學(xué)者的探討，可貿(mào)易品份額s取值0.8，商品的替代彈性σ取值8，可求得1998-2010年中國與上述22個國家或地區(qū)間的雙邊貿(mào)易成本。

4.多邊阻力項

該項反應(yīng)了一個獨立經(jīng)濟體和其貿(mào)易伙伴進行相關(guān)貿(mào)易時所對應(yīng)的成本趨勢，如果本國與其某一貿(mào)易國的成本沒有發(fā)生變化，則該項值越大就表示本國與除該貿(mào)易國之外的其他國家進行貿(mào)易活動所需的成本越高，那么本國與該貿(mào)易國進行貿(mào)易的相對成本就會越低，因此就越會增加雙方貿(mào)易的可能性。由Kancs(2007)研究的成果，本研究改進了馬濤、劉仕國(2010)的多邊阻力項公式，計算了多邊阻力項的相對值。

(5)

其中GDPw表示本文選擇的22個國家的GDP之和。

5.WTO政策效應(yīng)

參考簡澤等(2014)在研究加入WTO政策效果時的方法，本文定義虛擬變量DWTO表示是否加入WTO，由于我國已在2001年底加入WTO，因此將虛擬變量DWTO在1998-2001年取值為0，在2002-2010年取值為1。對各變量的描述性統(tǒng)計分析如下表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、基于內(nèi)生性修正的入世效果實證評價

(一)參數(shù)估計

本文的計量軟件采用stata14，首先對各國進出口和GDP數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除模型中存在異方差的可能性。根據(jù)理論模型，正常情況下，兩國的貿(mào)易與雙方的經(jīng)濟規(guī)模存在相應(yīng)的正向關(guān)系，雙邊貿(mào)易成本的提高能阻礙雙邊貿(mào)易量，多邊阻力項的提高能促進雙邊貿(mào)易增長，代表加入WTO的政策效應(yīng)虛擬變量具有正向效應(yīng)，被解釋變量的滯后項具有正向效應(yīng)。因此，可以預(yù)期除雙邊貿(mào)易成本的系數(shù)符號為負(fù)外，其他變量的系數(shù)符號都應(yīng)為正。

表2 改進引力模型的估計結(jié)果

注：本表由stata14計算得到；括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，***和**分別表示在1%和5%的顯著性水平下通過t檢驗；模型(3)和(6)的擬合效果由Wald統(tǒng)計量給出。

本文的估計策略首先采用混合效應(yīng)進行參數(shù)估計，使用該結(jié)果作為比較的基準(zhǔn)模型；然后為了消除模型中不隨時間變化的個體特征差異對參數(shù)估計的影響，本文采用固定效應(yīng)模型以控制地區(qū)效應(yīng)對貿(mào)易規(guī)模的影響；最后，為了消除模型中由于歷史貿(mào)易量對當(dāng)期貿(mào)易影響導(dǎo)致可能存在的自相關(guān)性，將被解釋變量的滯后一期作為控制變量加入模型中獲得動態(tài)面板模型，并采用系統(tǒng)廣義矩估計(系統(tǒng)GMM)方法進行參數(shù)估計。

(二)內(nèi)生性修正

由于貿(mào)易政策和貿(mào)易流量之間的相互作用，在對外貿(mào)易的實證研究中不可避免的要涉及到內(nèi)生性問題，這也是導(dǎo)致現(xiàn)有文獻中實證結(jié)果有效性降低的一個重要原因。模型中內(nèi)生性的主要來源包括三個方面：遺漏解釋變量、聯(lián)立性偏誤和測量誤差對于本文中可能存在的遺漏變量如FDI、貿(mào)易距離等，由于這些因素與文中的GDP、貿(mào)易成本等因素存在高度相關(guān)性，引入這些變量反而會導(dǎo)致模型中出現(xiàn)多重共線性問題，而且由于本文主要關(guān)注入世政策對中國對外貿(mào)易的影響，因此對內(nèi)生性的處理將主要集中在由入世政策方面。由入世政策導(dǎo)致的內(nèi)生性主要在于聯(lián)立偏誤和測量誤差兩個方面。對于聯(lián)立偏誤，貿(mào)易量既會受到貿(mào)易政策的影響，同時，貿(mào)易量也會對貿(mào)易政策產(chǎn)生影響，因為國家會根據(jù)本國的貿(mào)易規(guī)模、與其他國家貿(mào)易的成本等有選擇的制定貿(mào)易政策，所以貿(mào)易量的變化也能夠影響貿(mào)易政策的制定，所以實際上貿(mào)易量與貿(mào)易政策的雙向因果關(guān)系會導(dǎo)致聯(lián)立性偏誤。對于測量誤差，在計量模型中貿(mào)易政策的變化經(jīng)常用虛擬變量0或1表示，政策制定前取值為0，政策制定后取值為1，但貿(mào)易政策從推出到產(chǎn)生效果，應(yīng)該循序漸進，而不是從0直接到1的結(jié)果，所以會產(chǎn)生測量誤差。

如果貿(mào)易政策變量中存在內(nèi)生性問題，利用傳統(tǒng)的估計方法得到的估計結(jié)果將會是有偏且不一致的，必須對貿(mào)易政策的內(nèi)生性問題進行修正，學(xué)術(shù)界通常利用工具變量法。工具變量的選取要滿足與解釋變量高度相關(guān)但是與隨機誤差項不相關(guān)，而且為了處理由于0-1變量導(dǎo)致的測量誤差最好能夠選取連續(xù)性變量。本文選取中國在世界各國開設(shè)的孔子學(xué)院數(shù)量作為入世政策的工具變量。首先，孔子學(xué)院是中國在世界各地設(shè)立的推廣漢語和傳播中國文化的機構(gòu)，開設(shè)數(shù)量的增加能夠良好地反映出中國對外開放程度和被世界其他國家認(rèn)可程度的提高，其本質(zhì)與中國加入WTO是相一致的；其次，開辦孔子學(xué)院主要由國家漢語國際推廣領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室負(fù)責(zé)，與進出口貿(mào)易之間的相關(guān)性較低，使用孔子學(xué)院數(shù)量作為加入世貿(mào)組織的工具變量能夠有效避免貿(mào)易政策和貿(mào)易流量之間的雙向因果關(guān)系；最后，由于孔子學(xué)院數(shù)量是連續(xù)變量而非0-1變量，能夠在較大程度上避免由測量偏誤造成的內(nèi)生性。

(三)結(jié)果解釋

表3報告了面板模型的回歸結(jié)果，其中模型(1)-(3)表示未考慮內(nèi)生性時的估計結(jié)果，模型(4)-(6)則表示利用孔子學(xué)院作為入世政策的工具變量以修正內(nèi)生性后的估計結(jié)果，，其中孔子學(xué)院數(shù)據(jù)來自教育部歷年《中國教育年鑒》，其描述性統(tǒng)計如表2所示。比較模型(4)-(6)和模型(1)-(3)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，利用孔子學(xué)院作為加入WTO的工具變量的估計結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，各變量的系數(shù)在大小、方向和顯著性方面基本一致，由此可知以孔子學(xué)院作為工具變量能夠較好的代表中國加入WTO后對外開放程度的發(fā)展，而且基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果的可信度和解釋力較高。

實證結(jié)果表明，以虛擬變量DWTO表示的加入WTO的政策效應(yīng)的系數(shù)都為正，且至少在5%的水平上通過顯著性檢驗。其它解釋變量包括其他國家的經(jīng)濟總量、中國的經(jīng)濟總量、雙邊貿(mào)易成本和多邊阻力項的符號都符合經(jīng)濟學(xué)含義，并且都至少在5%的水平下通過了顯著性檢驗，即其他國家的經(jīng)濟總量、中國的經(jīng)濟總量、雙邊貿(mào)易成本和多邊阻力項等其它解釋變量對中國的對外貿(mào)易產(chǎn)生的影響效應(yīng)是顯著的。

根據(jù)表3中的估計結(jié)果，入世政策DWTO的系數(shù)在0.02～0.03之間，并且至少在5%水平下顯著，動態(tài)面板的結(jié)果與靜態(tài)面板所得結(jié)果大致相同。這說明在修正引力模型的基礎(chǔ)上，加入WTO對我國的貿(mào)易量增長具有顯著的正向影響，其影響力在2.38%～3.07%之間(e0.023 6-1=0.0238，e0.030 2-1=0.030 7)，即加入WTO促進了我國的貿(mào)易量每年增長2%～3%。從這一結(jié)論中我們可以體會到加入WTO對我國的對外貿(mào)易以及經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生的深刻影響。

全球化使得各個經(jīng)濟體不再是獨立存在的，相互之間越來越繁雜的貿(mào)易使得各方都在其中收益，相應(yīng)的本國的貿(mào)易經(jīng)濟也會越來越受到其它經(jīng)濟體的影響，回歸結(jié)果表明其他國家的經(jīng)濟總量每增加1%，使得中國對外貿(mào)易量增加0.07%～0.14%；特別是對于中國這樣的出口導(dǎo)向型國家，受其他國家經(jīng)濟發(fā)展的影響會更敏感，0.07%～0.14%的影響效應(yīng)足以體現(xiàn)其影響程度。從本國角度考慮，本國的經(jīng)濟體的大小是最直接影響對外貿(mào)易量的，本國經(jīng)濟體量的大小是對外貿(mào)易發(fā)展程度的基礎(chǔ)和前提，中國的經(jīng)濟總量不斷增加，其對對外貿(mào)易量的影響也不斷增強，回歸結(jié)果表明中國的經(jīng)濟總量每增加1%，使得中國的對外貿(mào)易量增加1.2%左右。1.2%的影響效應(yīng)表現(xiàn)出中國經(jīng)濟總量對本國的對外貿(mào)易量影響的水平。將解釋變量橫向比較來看，中國的經(jīng)濟總量的影響力要大于其它國家的經(jīng)濟總量，約是其它國家的8-17倍，相對于其它國家來講，本國的經(jīng)濟總量作為發(fā)展對外貿(mào)易及發(fā)展程度的基礎(chǔ)條件，對貿(mào)易量的影響也更直接、更敏感。

對于雙邊貿(mào)易來講，貿(mào)易雙方經(jīng)濟體都能直接關(guān)系到兩國貿(mào)易量的情況，除此之外，對外貿(mào)易還要受到雙邊貿(mào)易成本的影響，貿(mào)易成本的上升將導(dǎo)致貿(mào)易量的下降。在混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM的估計中，雙邊貿(mào)易成本的系數(shù)估計值非常接近，分別為-0.782、-0.606和-0.888，并至少在5%的水平上顯著，表明雙邊貿(mào)易成本對于兩國的貿(mào)易量具有顯著抑制作用，雙邊貿(mào)易成本的增加會導(dǎo)致兩國貿(mào)易量的減少。根據(jù)邏輯性認(rèn)知，成本的增加會壓縮利潤空間，對于國與國之間的貿(mào)易經(jīng)濟來講，貿(mào)易成本的增加會使得貿(mào)易雙方都會有所損失，對兩國貿(mào)易量都會產(chǎn)生負(fù)面影響，本文中-0.7左右的影響效應(yīng)表示貿(mào)易成本的增加對雙邊貿(mào)易量的影響是非常大的。通過利用混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM方法對面板數(shù)據(jù)進行處理發(fā)現(xiàn)，改進引力模型具有較好的穩(wěn)健性和解釋能力。

同時，引力模型中表示多邊阻力項的解釋變量符號為正，在1%的水平上通過顯著性檢驗且符合經(jīng)濟含義，進一步證明了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性和可信性。當(dāng)本國與除貿(mào)易伙伴國之間的其他國家進行對外貿(mào)易時，由外向阻力和內(nèi)向阻力構(gòu)成的多邊阻力項(如文化、距離、關(guān)稅等)的提高，會阻礙本國與貿(mào)易伙伴國之外的其他國家間的國際貿(mào)易，并提高本國與貿(mào)易伙伴國之間進行雙邊貿(mào)易的可能性以及增加貿(mào)易流量。根據(jù)上表3中的實證分析結(jié)果，在其他條件不變的情況下多邊阻力項每提高1%，會導(dǎo)致中國與特定貿(mào)易伙伴國之間的貿(mào)易流量提高0.95%～0.98%，多邊阻力項對中國的對外貿(mào)易具有顯著的正向促進作用。

為了控制歷史上對外貿(mào)易對當(dāng)期貿(mào)易量的影響，在模型中引進了被解釋變量的滯后一期，即利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)來捕捉面板數(shù)據(jù)中可能存在的自相關(guān)，消除數(shù)據(jù)變量之間存在的自相關(guān)性。值得注意的是，在動態(tài)面板模型中，被解釋變量滯后一期的系數(shù)符號雖然為正，但是并未通過顯著性水平檢驗，這表明前期的貿(mào)易量對當(dāng)期貿(mào)易的影響可以忽略不計。導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能是中國的國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，主要以原材料、初級制成品為主，這些產(chǎn)品訂單通常都是短期的，因此導(dǎo)致在模型中不會出現(xiàn)當(dāng)期值受到前期值影響的現(xiàn)象。

貿(mào)易量的增加不僅僅代表簡單的貿(mào)易數(shù)據(jù)和量的增長，其對其他行業(yè)的輻射程度也相當(dāng)廣泛。通過市場的作用，各國經(jīng)濟貿(mào)易的聯(lián)系越來越密切，規(guī)模日益擴大，包括通過對外貿(mào)易、人員交流等活動，使各國經(jīng)濟逐漸形成相互滲透、相互依賴和相互制約的關(guān)系，從而將各國經(jīng)濟的各個方面聯(lián)系起來。中國作為WTO中的貿(mào)易大國并且是出口導(dǎo)向型國家，中國的貿(mào)易和經(jīng)濟受組織中其它經(jīng)濟體的影響也會更大。

五、結(jié)論與政策建議

本文把中國加入WTO作為政策虛擬變量引入改進的引力模型，并以孔子學(xué)院數(shù)量作為入世政策的工具變量，利用聯(lián)合國和國際貨幣基金組織1998-2010年中國的22個主要貿(mào)易伙伴的數(shù)據(jù)，對中國加入WTO政策效果給出了具體的評價。本文的主要研究結(jié)論如下。

第一，加入世界貿(mào)易組織對中國的對外貿(mào)易具有顯著的促進作用，其效應(yīng)大小約為2%～3%。設(shè)定貿(mào)易政策為虛擬變量引入引力模型，輸出值0或1形成跳躍性變化。利用面板模型和工具變量法對貿(mào)易政策變量的跳躍性進行修正，發(fā)現(xiàn)加入WTO后中國對外貿(mào)易每年提高2%～3%，且結(jié)果顯著。從這一結(jié)論中我們可以發(fā)現(xiàn)加入WTO對我國的對外貿(mào)易以及經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生的深刻影響，中國同世界各國經(jīng)濟和貿(mào)易的聯(lián)系越來越密切，規(guī)模日益擴大，逐漸形成相互滲透、相互依賴的關(guān)系。中國作為WTO中的貿(mào)易大國，今后的經(jīng)濟發(fā)展和貿(mào)易增長受其它經(jīng)濟體的影響也會更大。

第二，改進的引力模型對我國雙邊貿(mào)易量具有良好的解釋作用，其他國家GDP、中國GDP、雙邊貿(mào)易成本和多邊阻力項等，都至少在5%的水平下通過了顯著性檢驗，且符合經(jīng)濟學(xué)含義。對于雙邊貿(mào)易來講，貿(mào)易雙方經(jīng)濟規(guī)模能正向影響兩國貿(mào)易量的情況，且中國經(jīng)濟增長的作用是其他國家的8-17倍。雙邊貿(mào)易成本的下降和多邊阻力項的增加能夠有效促進雙邊貿(mào)易量增長。

本文的研究結(jié)果與史朝興和顧海英(2006)的結(jié)論較為相似，但是與其不同之處在于本文中測度的入世政策的對外貿(mào)易效果較小，而且在修正內(nèi)生性后依然如此。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于，一方面隨著時間的推移，入世政策的紅利效應(yīng)逐漸降低；另一方面，也可能與最近幾年“逆全球化”潮流的逐漸興起有關(guān)。本文的研究結(jié)論具有強烈的政策含義，中國加入WTO的貿(mào)易政策促進了對外貿(mào)易量不斷增長，但現(xiàn)階段我國要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，從追求數(shù)量到發(fā)展優(yōu)質(zhì)、智慧集成型產(chǎn)品，進而提高我國產(chǎn)品在國際上的競爭優(yōu)勢，需要我們在貿(mào)易政策制訂時逐步調(diào)整，綜合運用貿(mào)易政策以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級。根據(jù)本文的實證研究結(jié)論，中國需要進一步推動與世界各國之間的經(jīng)濟互動，促進雙邊經(jīng)濟增長并降低貿(mào)易成本。

第一，繼續(xù)堅持對外開放戰(zhàn)略，進一步推進實施外貿(mào)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動我國對外貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。首先，2017年初，國家商務(wù)部正式印發(fā)《對外貿(mào)易發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，強調(diào)要注重從外貿(mào)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)力，提升發(fā)展經(jīng)濟增長的新動能。其次，創(chuàng)新對外貿(mào)易模式，鼓勵跨境電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，重視新型外貿(mào)產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟等新模式作用，構(gòu)建新型“內(nèi)外貿(mào)一體化”體系，培育內(nèi)外貿(mào)結(jié)合、經(jīng)營模式與國際接軌的商品交易市場，支持企業(yè)建設(shè)境外營銷、支付結(jié)算和倉儲物流網(wǎng)絡(luò)(閆敏，2017)。最后，優(yōu)化對外貿(mào)易中的企業(yè)組織格局，針對我國外貿(mào)企業(yè)中中小企業(yè)比例較高的特點，鼓勵大型互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)和電子商務(wù)企業(yè)參與其中，提高我國在跨境電子商務(wù)和對外貿(mào)易中的國際競爭力，鼓勵中小企業(yè)與貿(mào)易伙伴國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)之間展開中分的合作，支持企業(yè)利用內(nèi)部和外部創(chuàng)新資源實現(xiàn)開放式創(chuàng)新發(fā)展。

第二，把“一帶一路”戰(zhàn)略作為推進對外開放的重要組成部分，進一步推動實施“一帶一路”戰(zhàn)略，促進我國與沿線國家的經(jīng)濟增長，降低雙邊貿(mào)易成本。首先，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)應(yīng)當(dāng)作為優(yōu)先領(lǐng)域重點推進，在鐵路、公路、港口、電力等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，充分發(fā)揮中國的相對優(yōu)勢，與沿線國家共同建設(shè)國際貿(mào)易與經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)設(shè)施。其次，“一帶一路”沿線許多國家資源豐富，與中國有著較好的能源資源合作基礎(chǔ)，因此需要進一步加強能源資源合作，提高就地加工轉(zhuǎn)化率(穆虹，2015)。再次，加強對外直接投資，促進沿線國家的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進一步鼓勵和引導(dǎo)我國各類企業(yè)到沿線國家投資建廠，在當(dāng)?shù)亟a(chǎn)業(yè)集聚區(qū)和現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。

最后，充分利用亞投行在區(qū)域金融合作方面的優(yōu)勢，創(chuàng)新與沿線國家之間的金融合作模式，建立金融多邊合作平臺，為我國和沿線國家的企業(yè)擴展投融資渠道，形成多層次、立體化、高效率的金融支持體系。

[1]徐秀軍．治理“赤字”助長分配不均[N]．人民日報，2017-04-14．

[2]張茉楠．當(dāng)前“逆全球化”趨勢與新一輪全球化走向[J]．宏觀經(jīng)濟管理，2017(5)：33-37．

[3]史朝興，顧海英．加入 WTO對中國雙邊貿(mào)易增長貢獻的實證研究——兼論影響中國雙邊貿(mào)易增長的因素[J]．財貿(mào)研究，2006(3)：49-52．

[4]金碚，李鋼，陳志．加入WTO以來中國制造業(yè)國際競爭力的實證分析[J]．中國工業(yè)經(jīng)濟，2006(10)：5-14．

[5]李鋼，劉吉超．入世十年中國產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實證分析[J]．財貿(mào)經(jīng)濟，2012(8)：88-96．

[6]魏浩，王宸．中國對外貿(mào)易空間集聚效應(yīng)及其影響因素分析[J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2011(11)：66-82．

[7]孫靈燕，李榮林．我國對外貿(mào)易地區(qū)結(jié)構(gòu)變化影響因素的實證檢驗——基于1995-2007年面板數(shù)據(jù)的分析[J]．國際經(jīng)貿(mào)探索，2011，27(6)：34-39．

[8]高士亮，熊磊．中國對外貿(mào)易的影響因素分析：基于國內(nèi)的視角[J]．經(jīng)濟問題探索，2008(10)：91-96．

[9]Tingbergen J．Shaping the World Economy：Suggestion for an International Economic Policy[M]．New York：The Twentieth Century Fund，1962．

[10]Linnemann H．An Econometric Study of International Trade Flows[M]．Netherlands：North-Holland Publishing Company，1966．

[11]Aitken N D．The Effect of EEC and EFTA on European Trade：Atemporal Cross-Section Analysis[J]．American Economic Review，1973,63(5)：881-892．

[12]Leamer E E．The Commodity Composition of International Trade in Manufactures：An Empirical Analysis[J]．Oxford Economic Papers，1974,26(3)：350-374．

[13]Anderson J E,WINCOOP E V.Gravity with Gravitas：A Solution to the Border Puzzle[J]．American Economic Review，2000,93(1)：170-192．

[14]馬濤，劉仕國．產(chǎn)品內(nèi)分工下中國進口結(jié)構(gòu)與增長的二元邊際——基于引力模型的動態(tài)面板數(shù)據(jù)分析[J]．南開經(jīng)濟研究，2010(4)：92-109．

[15]簡澤，張濤，伏玉林．進口自由化、競爭與本土企業(yè)的全要素生產(chǎn)率——基于中國加入WTO的一個自然實驗[J]．經(jīng)濟研究，2014(8)：120-132．

[16]穆虹. 推進“一帶一路”建設(shè)[N]. 人民日報，2015-12-11．

[17]閆敏. 扎實推進外貿(mào)領(lǐng)域供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革[N]. 中國證券報，2017-07-01．