張世琪，郭健全

(上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093)

一、引言

基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)全球貿(mào)易的改善起到了積極的促進(jìn)作用，對(duì)各國貿(mào)易流量增長有重要影響[1-2]，“一帶一路”倡議將基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通作為促進(jìn)經(jīng)貿(mào)雙方關(guān)系進(jìn)一步發(fā)展的橋梁[3-4]。在諸多基礎(chǔ)設(shè)施中，鐵路運(yùn)輸由于具有碳排放少、能耗低等優(yōu)點(diǎn)，在長距離運(yùn)輸、運(yùn)量和成本方面占據(jù)了較大優(yōu)勢(shì)，因此在“一帶一路”倡議中受到高度重視[5]。鐵路等基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國際貿(mào)易發(fā)展具有非常重要的影響，而全球物流績效指數(shù)(LPI)是評(píng)估各國物流基礎(chǔ)設(shè)施的重要指標(biāo)[6]，也是反映貿(mào)易便利化程度的重要指標(biāo)[7]，其與各國對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系日益緊密。本文將鐵路建設(shè)和物流績效相結(jié)合，探究物流發(fā)展水平對(duì)我國出口貿(mào)易的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)交通基礎(chǔ)設(shè)施與貿(mào)易效應(yīng)

崔巖和Kingsley E. Haynes研究發(fā)現(xiàn)一國交通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升有利于其貨物出口的增長[4][8]；Kevin X.Li和Hongbo Li探討了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)中國不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)產(chǎn)生的影響[9-10]；Anna Bottasso利用引力方程，得到巴西各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量增加與巴西出口流量有正向關(guān)系[11]；孫瑾和楊英俊通過對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板回歸分析，結(jié)果顯示貿(mào)易伙伴的基礎(chǔ)設(shè)施現(xiàn)狀與雙邊貿(mào)易成本負(fù)相關(guān)[12]。以上文獻(xiàn)研究了多種基礎(chǔ)設(shè)施與貿(mào)易的關(guān)系，但未從單一基礎(chǔ)設(shè)施的視角探索其產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。

(二)鐵路建設(shè)與貿(mào)易效應(yīng)

Jian-hua Xiao探討了中國鐵路物流發(fā)展現(xiàn)狀及其對(duì)周邊國家進(jìn)出口貿(mào)易的影響[13]；Zeng-Zhen Shao通過數(shù)據(jù)分析大型跨國高速鐵路對(duì)出口存在影響[14]；許嬌和陳坤銘運(yùn)用GTAP模型得到“一帶一路”六大經(jīng)濟(jì)走廊鐵路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的經(jīng)貿(mào)效應(yīng)[15]；龔靜和尹忠明通過構(gòu)建異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型研究了鐵路運(yùn)輸時(shí)間及運(yùn)輸距離減少對(duì)各省市貿(mào)易的影響[16]；Normaz Wana和Ismail Jamilah討論了鐵路等硬件交通基礎(chǔ)設(shè)施及軟件基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)亞洲國家經(jīng)濟(jì)增長有重要影響[17]；Kevin X.Li利用誤差修正模型，得到鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)發(fā)展中地區(qū)的影響要大于發(fā)達(dá)地區(qū)的結(jié)論[9]。以上文獻(xiàn)大多選取運(yùn)輸距離作為鐵路建設(shè)的變量，但未涉及鐵路密度，而距離和密度作為衡量鐵路建設(shè)成效的兩個(gè)維度，能夠較好地定量分析鐵路建設(shè)所帶來的經(jīng)貿(mào)效應(yīng)。

(三)物流績效(LPI)與貿(mào)易效應(yīng)

Puertas R和MartíL分別就LPI不同指標(biāo)對(duì)國際貿(mào)易的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，論證了LPI中的物流基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量指標(biāo)對(duì)國際貿(mào)易影響最大[18-19]；Azmat GANI基于分解后的物流相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，實(shí)證結(jié)果顯示總體物流績效與一國出口和經(jīng)濟(jì)增長存在正向關(guān)系[20]；Ziaul Haque Munim利用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)對(duì)91個(gè)擁有海港的國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明物流績效對(duì)一國貿(mào)易流量有正向影響[21]；劉洋研究國際物流績效的貿(mào)易效應(yīng)，Heckman回歸結(jié)果表明國際物流績效顯著促進(jìn)了雙邊貿(mào)易流量[22]；黃偉新實(shí)證分析了絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶物流績效水平對(duì)我國機(jī)電產(chǎn)品出口有顯著影響[23]。以上文獻(xiàn)均研究了物流績效對(duì)貿(mào)易的影響，但未結(jié)合具體的物流基礎(chǔ)設(shè)施以研究兩者產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。

基于以上分析，本文將研究對(duì)象定位于鐵路建設(shè)，選取運(yùn)輸距離以及鐵路密度作為鐵路建設(shè)的研究變量，同時(shí)將物流績效與鐵路密度、運(yùn)輸距離相結(jié)合，研究三者對(duì)我國出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響。本文與以上文獻(xiàn)不同之處詳見表1：

表1 文獻(xiàn)總結(jié)

三、模型構(gòu)建、變量說明、樣本選擇

(一)模型構(gòu)建及變量說明

引力模型作為研究空間相互作用的重要工具被廣泛應(yīng)用到經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域，Tinbergen J將引力模型應(yīng)用到國際貿(mào)易研究領(lǐng)域[24]，Anderson，Bergstrand，Anderson，van Wincoop紛紛進(jìn)行理論分析，學(xué)者多次對(duì)其進(jìn)行變型研究[25-28]。引力模型基本形式為：

Xij=K(YiYj/Dij)

其中Xij表示i國向j國的出口額，K為常數(shù)，Yi和Yj分別表示i國和j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，Dij為兩國的距離，一般指兩國經(jīng)濟(jì)中心或主要港口之間的距離，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易規(guī)模與貿(mào)易國GDP成正比，與貿(mào)易國之間的距離成反比。后期對(duì)基本的引力模型兩邊取自然對(duì)數(shù)可得：

lnXij=β1lnYi+β2lnYj+β3lnDij+εi

(1)

本文根據(jù)Normaz Wana Ismail和XU Lizhi兩者研究中所采取的變量，拓展了引力模型[17][29]，具體選取可能影響“一帶一路”沿線國家貿(mào)易的鐵路密度、運(yùn)輸距離以及物流績效指數(shù)作為其核心衡量指標(biāo)。據(jù)此設(shè)立面板數(shù)據(jù)如下：

lnTradevalueijt=β0+β1lnDensityjt+β2lnRd+β3lnLPI+β4lnDistanceij+β5lnPGijt

+β6lnOpenjt+β7lnWTOjt+β8lnDevejt+β9Highjt+εi

(2)

以上模型中的變量含義、預(yù)測符號(hào)、數(shù)據(jù)來源見下表2：

表2 變量說明

變量Disjt是根據(jù)北京與貿(mào)易伙伴的首都的經(jīng)緯度計(jì)算獲得，根據(jù)引力模型一般規(guī)律，兩國距離越遠(yuǎn)，貿(mào)易流量越少，所以負(fù)相關(guān)；變量PGjt表示j國在t國的人均GDP增長(年增長率)，是基于不變價(jià)本幣的人均GDP年增長率，人均GDP增長率越大，代表該國需求越大，貿(mào)易流量增加。各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果參見表3：

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(2007年—2016年)

(二)樣本選擇

據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2017年，中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易額約為7.4萬億元人民幣，約占中國對(duì)外貿(mào)易總額的26%[30]?！耙粠б宦贰毖鼐€國家以發(fā)展中國家為主，中國正在減少對(duì)發(fā)達(dá)國家市場的依賴，將對(duì)外貿(mào)易重心轉(zhuǎn)向新興經(jīng)濟(jì)體[31]。本文參考董銀果[32]的分類方法，集中選定21國分別是：哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、烏茲別克斯坦、俄羅斯、白俄羅斯、蒙古、阿塞拜疆、亞美尼亞、伊朗、以色列、印度、巴基斯坦、烏克蘭、土耳其、格魯吉亞、約旦、波蘭、德國、荷蘭；由于物流績效指數(shù)LPI于2007年由世界銀行首次發(fā)布，本文選定時(shí)間范圍為2007年—2016年10年的數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)分析

本文采用Stata10軟件對(duì)模型1-6的參數(shù)進(jìn)行分步回歸，模型1是使用鐵路密度、運(yùn)輸距離、物流績效指數(shù)三個(gè)核心解釋變量后的基礎(chǔ)模型；模型2-6則是在模型1的基礎(chǔ)上逐步加入貿(mào)易開放度、是否為WTO成員、發(fā)達(dá)國家或發(fā)展中國家、人均GDP增長率、地理距離等解釋變量之后的修正貿(mào)易引力模型。在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，通過Hausman檢驗(yàn)，確定是選用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)如下：

H0：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)(個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型)

H1：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)(個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型)

對(duì)引力模型進(jìn)行回歸，模型1-3固定效應(yīng)的變量顯著性優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，Hausman檢驗(yàn)相應(yīng)的P值小于0.1，故應(yīng)建立固定效應(yīng)回歸模型；模型4-6隨機(jī)效應(yīng)的變量顯著性優(yōu)于固定效應(yīng)，Hausman檢驗(yàn)相應(yīng)的P值大于0.1，故應(yīng)接受原假設(shè)，建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，表4為比較p值過后，選擇合適的回歸模型[33]。

表4 豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

表4中第一列的結(jié)果顯示，所得回歸系數(shù)均為正并且p值都在1%的水平下高度顯著，因此，上述回歸結(jié)果與前文的預(yù)測分析相一致。實(shí)證結(jié)果分析如下：

(1)解釋變量Densityjt的系數(shù)顯著為正，其指標(biāo)每提升1%，我國與沿線國家的貿(mào)易流量就會(huì)提高1.174%，說明中國出口貿(mào)易流量與鐵路密度呈正相關(guān)，中國在與鐵路網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)的國家進(jìn)行貿(mào)易時(shí)的成本較低，效率更高，可見鐵路運(yùn)輸對(duì)于“一帶一路”沿線國家發(fā)展貿(mào)易是一種極為重要的方式。

(2)解釋變量Rdjt的系數(shù)顯著為正，其指標(biāo)每提升1%，我國對(duì)沿線國家的出口量就會(huì)提高1.33%，說明鐵路運(yùn)輸距離越長，運(yùn)輸量越大，中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易流量越多，進(jìn)一步說明鐵路建設(shè)的必要性。

(3)解釋變量LPI的系數(shù)顯著為正，其指標(biāo)每提升1%，我國與沿線國家的貿(mào)易流量就會(huì)提高1.641%，即物流績效指數(shù)越大，國際貿(mào)易物流效率越高，我國與沿線國家的貿(mào)易總額越大。

表4中模型2-6在逐步加入控制變量，檢驗(yàn)中國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易效應(yīng)時(shí)，本文核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)值有略微變化，但系數(shù)的顯著性和正負(fù)關(guān)系沒有發(fā)生改變，可得出模型較為穩(wěn)健?？刂谱兞肯禂?shù)分析如下：

(1)變量Op的系數(shù)為正，指標(biāo)每增加1%，我國對(duì)其貿(mào)易流量增加0.107%，說明貿(mào)易伙伴的貿(mào)易開放程度與貿(mào)易流量正向變動(dòng)，貿(mào)易開放程度高的國家對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易的限制相對(duì)較少，一定程度上促進(jìn)貿(mào)易流量的增長；系數(shù)不顯著的原因可能為各種貿(mào)易優(yōu)惠安排的盛行以及諸如TPP和TTIP談判的推進(jìn)，國家開放度推進(jìn)貿(mào)易的作用已經(jīng)越來越小，地位已逐漸被削弱[34]。

(2)變量WTOj的系數(shù)為正，說明是否是WTO成員與貿(mào)易流量成正比關(guān)系，WTO成員有利于該國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展。

(3)變量Deve的系數(shù)顯著為正，說明發(fā)達(dá)國家交通基礎(chǔ)設(shè)施可能更完善，能用于鐵路建設(shè)的支出更高，與發(fā)展中國家相比更加注重物流績效水平的提高，并且貿(mào)易便利化程度高，故雙邊貿(mào)易額越大。

(4)變量PG的系數(shù)為正但不顯著，說明盡管人均GDP增長率一定程度上可能促進(jìn)中國對(duì)該國的出口，但需要注意的是統(tǒng)計(jì)人均GDP增長率時(shí)，未考慮資產(chǎn)折舊或自然資源損耗和退化，其次對(duì)外貿(mào)易選擇對(duì)象并非僅將GDP作為貿(mào)易潛力的指標(biāo)。

(5)變量Dis的系數(shù)為負(fù)，說明中國在與21國進(jìn)行貿(mào)易往來時(shí)，距離仍然是制約雙邊貿(mào)易流量的一個(gè)重要因素，距離越遠(yuǎn)貿(mào)易成本越高，導(dǎo)致貿(mào)易流量的減少，與引力模型的理論基礎(chǔ)一致[35]，但兩者負(fù)向關(guān)系并不顯著，可能的原因是隨著各國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)發(fā)展，尤其是鐵路、海運(yùn)、航空等普及化程度加強(qiáng)，距離對(duì)兩國貿(mào)易流量的影響逐漸變小。

(二)動(dòng)態(tài)貿(mào)易效應(yīng)分析

雖然本文對(duì)21個(gè)國家的靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)及主要影響因素做出了分析，但未測算出時(shí)間的趨勢(shì)效應(yīng)。由于我國對(duì)外貿(mào)易可能隨著時(shí)間而增長，但變化的趨勢(shì)不盡相同，因此，在模型中考慮時(shí)間的動(dòng)態(tài)效應(yīng)尤為必要。為使研究結(jié)論更加可靠，本文參考Richard Blundell的方法[36]，采用動(dòng)態(tài)面板GMM法。將被解釋變量的一階滯后期作為解釋變量，此外，由于模型中還包括其他變量，因此在估計(jì)過程中還需要進(jìn)行內(nèi)生變量和外生變量的選擇，基于本文的研究目的，將鐵路密度、運(yùn)輸距離、物流績效指數(shù)作為內(nèi)生變量，將對(duì)外貿(mào)易量滯后一階項(xiàng)作為工具變量，其余變量作為外生變量。我們對(duì)原公式作簡單變形，動(dòng)態(tài)面板模型設(shè)定如下，詳細(xì)檢驗(yàn)結(jié)果見表5：

lnTradevalueijt=β0+β1lnTradevalueijt-1+β2lnDensityjt+β3lnRd+β4lnLPI+

β5lnDistanceij+β6lnPgijt+β7lnOpenjt+β8WTOjt+β9lnDevejt+β10Highjt+εi

(3)

表5中第一列為滯后項(xiàng)與核心解釋變量回歸所得的結(jié)果，第2至第5列為納入其他控制變量進(jìn)行回歸所得結(jié)果。對(duì)外貿(mào)易量的一階滯后項(xiàng)均在1%的顯著水平下高度顯著，這說明貿(mào)易流量確實(shí)存在滯后效應(yīng)，前一期對(duì)本期具有推動(dòng)作用。從表中第一列結(jié)果來看，作為衡量物流發(fā)展水平的替代指標(biāo)，無論是鐵路密度、運(yùn)輸距離、物流績效指數(shù)都在5%的水平下顯著，這一結(jié)果說明了鐵路密度、運(yùn)輸距離和物流績效對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展具有促進(jìn)作用。從表中第2至第5列的回歸結(jié)果來看，在加入其他變量后，本文核心解釋變量依然與之前預(yù)期符號(hào)一致，僅有個(gè)別數(shù)據(jù)出現(xiàn)p值過大的情況。系數(shù)解釋如下：

表5 GMM動(dòng)態(tài)面板

(1)鐵路距離相比其他兩個(gè)核心解釋變量系數(shù)減小，隨著時(shí)間變化，可能諸多基礎(chǔ)設(shè)施一同發(fā)展，對(duì)其沖擊比較大，更加凸顯各國應(yīng)重視鐵路建設(shè)，注重科技投入，提高鐵路供應(yīng)鏈效率。

(2)發(fā)達(dá)國家的影響系數(shù)始終保持著高度顯著性，這充分表明其對(duì)我國對(duì)外貿(mào)易的正向影響。事實(shí)上，越發(fā)達(dá)的國家對(duì)物流基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入越多，更重視物流績效水平的提高，有利于促進(jìn)貿(mào)易流量增加。

(3)貿(mào)易開放度和WTO的系數(shù)同靜態(tài)分析模型中系數(shù)相似，都不顯著，原因與前文相似；PG的系數(shù)基本沒有太大波動(dòng)，且不太顯著，人均GDP增長率不能成為國家選擇貿(mào)易伙伴的必然指標(biāo)，這說明，在長期貿(mào)易中，雙邊貿(mào)易量并非完全取決于經(jīng)濟(jì)總量或增長量，其與長期的貿(mào)易關(guān)系和穩(wěn)定的貿(mào)易安排有著密切關(guān)系。

五、結(jié)論及建議

(一)結(jié)論

本文使用2007年—2016年21國數(shù)據(jù)，主要得出了以下結(jié)論：

1.2007年-2016年，中國對(duì)“一帶一路”21個(gè)沿線國的出口貿(mào)易額在持續(xù)增長；

2.本文的實(shí)證分析證實(shí)了一國鐵路密度、鐵路長度、物流績效每提高1%，我國對(duì)其貿(mào)易流量分別提高1.174%、1.330%、1.641%，皆有助于促進(jìn)本國貿(mào)易發(fā)展，增加我國出口量；

3.發(fā)達(dá)國家由于貿(mào)易開放度高，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)完善，鐵路網(wǎng)密度大，貿(mào)易便利化程度高，有助于提高其貿(mào)易效應(yīng)。

(二)建議

1.鐵路建設(shè)水平的提高顯著降低了物流成本，進(jìn)一步促進(jìn)國家間貿(mào)易流量的增長。各國需研發(fā)新技術(shù)，提高鐵路運(yùn)行速度，節(jié)省運(yùn)輸時(shí)間，增加鐵路網(wǎng)密度，規(guī)劃高效的鐵路運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)；

2.我國與“一帶一路”沿線發(fā)展中國家進(jìn)行貿(mào)易往來時(shí)，應(yīng)積極建設(shè)亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行和絲路基金，并將大量資金投入于各國的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[37]；在與發(fā)達(dá)國家進(jìn)行貿(mào)易往來時(shí)，首先應(yīng)當(dāng)側(cè)重于提高物流績效水平，其次采用先進(jìn)的信息管理技術(shù)促進(jìn)涉外貿(mào)易制度改革和海關(guān)現(xiàn)代化，降低通關(guān)成本，提升通關(guān)效率[38]。