汪亞楠，王海成，蘇 慧

（1.華南理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣東廣州510006；2.國家發(fā)改委宏觀經(jīng)濟(jì)研究院產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100038；3.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海201620）

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程中，自由貿(mào)易受到世界各國的關(guān)注和青睞，關(guān)稅削減是自由貿(mào)易協(xié)定最重要的條款之一，關(guān)稅波動或關(guān)稅不確定性也被視為詮釋貿(mào)易政策不確定性的最合適指標(biāo)[1-5]。這表明自由貿(mào)易協(xié)定與貿(mào)易政策不確定性之間聯(lián)系緊密，不僅如此，實(shí)踐證明自由貿(mào)易協(xié)定能夠降低甚至消除貿(mào)易政策不確定性[3，6]。

十三五規(guī)劃提出“貿(mào)易強(qiáng)國”戰(zhàn)略，2030年初步實(shí)現(xiàn)從“貿(mào)易大國”邁向“貿(mào)易強(qiáng)國”?！百Q(mào)易大國”重視出口貿(mào)易的數(shù)量指標(biāo)，例如出口擴(kuò)張、出口規(guī)模；“貿(mào)易強(qiáng)國”重視出口貿(mào)易數(shù)量和質(zhì)量的雙重指標(biāo)，例如出口擴(kuò)張、出口升級[7-8]。國內(nèi)外學(xué)者從貿(mào)易自由化[9-11]、匯率波動[12-14]、融資約束[15-16]等多個視角研究了出口擴(kuò)張和出口升級。相比之下，圍繞貿(mào)易政策不確定性與出口貿(mào)易的文獻(xiàn)相當(dāng)有限，Pierce和Schott、黃亞鈞和汪亞楠研究了貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張的作用[17-18]，Handley、汪亞楠和周夢天研究了貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品分布的作用[1，5]，F(xiàn)eng等、佟家棟和李勝旗研究了WTO政策背景下貿(mào)易政策不確定性對出口創(chuàng)新的作用[6，19]?；谧杂少Q(mào)易協(xié)定政策背景的研究相對匱乏，僅有錢學(xué)鋒和龔聯(lián)梅、蔡潔等，他們研究了在東盟自貿(mào)區(qū)中貿(mào)易政策不確定性下降對中國出口擴(kuò)張的促進(jìn)作用，但并沒有涉及出口升級[4，20]。

鑒于此，本文試圖從自由貿(mào)易協(xié)定的政策背景出發(fā)，通過貿(mào)易政策不確定性的視角來厘清出口擴(kuò)張及出口升級的理論機(jī)理。在理論層面上，我們假設(shè)貿(mào)易政策不確定性服從達(dá)到率為γ的泊松隨機(jī)過程，并將其引入質(zhì)量異質(zhì)性企業(yè)模型框架中[21-22]，通過構(gòu)建貿(mào)易政策不確定性與出口擴(kuò)張及出口升級的理論框架，推理出貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張及出口升級的作用機(jī)理；在機(jī)制層面上，本文選擇OFDI作為貿(mào)易政策不確定性影響出口貿(mào)易的作用機(jī)制[2]，并且在理論層面上論證了選擇OFDI的合理性；在計(jì)量層面上，本文使用2002—2014年高度精細(xì)化的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮了異質(zhì)性因素、內(nèi)生性問題，綜合評估了貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)是：第一，體現(xiàn)在研究視角上，現(xiàn)有文獻(xiàn)從貿(mào)易自由化、匯率波動、融資約束等眾多角度討論了出口擴(kuò)張及出口升級，但從貿(mào)易政策不確定性視角的研究并不多，本文創(chuàng)新性地構(gòu)建了貿(mào)易政策不確定性與出口擴(kuò)張及出口升級的理論框架，試圖從貿(mào)易政策不確定性的新視角來解釋出口擴(kuò)張及出口升級；第二，體現(xiàn)在政策背景上，現(xiàn)有的研究貿(mào)易政策不確定性的文獻(xiàn)大多數(shù)立足于WTO背景，基于自由貿(mào)易協(xié)定這一政策背景的研究較少，結(jié)合中國當(dāng)下的國際貿(mào)易戰(zhàn)略部署，本文創(chuàng)新性地選擇了自由貿(mào)易協(xié)定作為研究背景，囿于數(shù)據(jù)可得性，最后選擇了12個FTA伙伴國作為研究對象。

二、理論模型

本文試圖將貿(mào)易政策不確定性納入質(zhì)量異質(zhì)性企業(yè)模型中[21-22]，深入討論貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)出口貿(mào)易的作用機(jī)理。本文假設(shè)：第一，中國具有連續(xù)分布的生產(chǎn)者，它們主要面臨著壟斷競爭的市場結(jié)構(gòu)；第二，貿(mào)易伙伴國具有連續(xù)分布的消費(fèi)者，它們的代表性消費(fèi)者同時在乎產(chǎn)品價格和產(chǎn)品質(zhì)量；第三，貿(mào)易政策不確定性服從到達(dá)率為γ的泊松過程，自由貿(mào)易協(xié)定帶來的貿(mào)易惠利，大大降低了貿(mào)易環(huán)境的波動性。

（一）消費(fèi)者行為

本文假設(shè)貿(mào)易伙伴國c的代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)和預(yù)算約束滿足：

其中，ω為中國出口到c貿(mào)易伙伴國的產(chǎn)品；xc(ω)為c貿(mào)易伙伴國對ω產(chǎn)品的需求量；λc(ω)為ω產(chǎn)品的質(zhì)量；σ為產(chǎn)品替代彈性，滿足σ＞1。pc(ω)為c國ω產(chǎn)品的價格，Yc為c國消費(fèi)者的總收入。結(jié)合（1）式和（2）式可以算出消費(fèi)者的最優(yōu)解：

其中，c國對pc(ω)的加總價格指數(shù)用Pc來表示

（二）生產(chǎn)者行為

出口企業(yè)需要經(jīng)過生產(chǎn)、出口兩個過程之后，才能順利地將產(chǎn)品銷售到國外市場，但在每個過程中都會產(chǎn)生經(jīng)營性成本，這些成本都會直接地影響企業(yè)利潤。首先在生產(chǎn)過程中，企業(yè)主要面臨勞動力生產(chǎn)的邊際成本wφ和機(jī)器設(shè)備折舊的固定成本F1。φ表示企業(yè)生產(chǎn)ω產(chǎn)品的生產(chǎn)率，不同產(chǎn)品質(zhì)量對應(yīng)著不同的生產(chǎn)率φ。其次在出口過程中，企業(yè)主要面臨運(yùn)輸及海外營銷的固定成本F2，冰山成本包含在F2中。我們令東道國對φ產(chǎn)品征收的關(guān)稅為t(ω)，t(ω)≥1，考慮關(guān)稅后ω產(chǎn)品在國外的價格為pc(ω)/t(ω)。為了簡化推導(dǎo)令F1、F2為零，我們設(shè)定企業(yè)出口ω產(chǎn)品的利潤函數(shù)為：

我們將（3）式代入（4）式，根據(jù)企業(yè)利潤最大化目標(biāo)可以求出生產(chǎn)者的最優(yōu)解，并且根據(jù)（5）式中的pc(ω)可以計(jì)算出xc(ω)，為了簡化運(yùn)算，令，可得：

（三）引入貿(mào)易政策不確定性

在中國與貿(mào)易伙伴國c簽署FTA之前，中國出口到c國的產(chǎn)品被征收了較高的關(guān)稅（tω）。在中國與貿(mào)易伙伴國c簽署FTA之后，根據(jù)FTA合作條款，c國將下調(diào)對中國產(chǎn)品的關(guān)稅稅率。對比簽署FTA前后，c國對中國產(chǎn)品的關(guān)稅存在下調(diào)的可能性，這表明中國出口產(chǎn)品所承受的貿(mào)易政策不確定性將會降低。據(jù)此，本文假設(shè)貿(mào)易政策不確定性服從達(dá)到率為γ的泊松過程，γ表示貿(mào)易伙伴國調(diào)整關(guān)稅稅率的不確定性。

具體來看，①政策穩(wěn)定的情況下不確定性γ=0，關(guān)稅稅率會維持原狀（tT+1=tT）；②政策動蕩的情況下不確定性γ＞0，新關(guān)稅將高于初始關(guān)稅（tT+1＞tT）；③達(dá)成優(yōu)惠政策的情況下不確定性γ＜0，新關(guān)稅將低于初始關(guān)稅（tT+1＜tT）。也就是說，當(dāng)γ變化時，新關(guān)稅也會朝著同方向相應(yīng)地變化，可以假設(shè)關(guān)稅tT(ω)與貿(mào)易政策不確定性γ的關(guān)系滿足：

接下來，我們分析出口產(chǎn)品ω在不同階段的出口期望收益，假設(shè)貼現(xiàn)率為β。

第一，第T階段，ω產(chǎn)品的出口期望收益為：

第二，考慮第T+1階段，該階段受到了政策沖擊，ω產(chǎn)品的出口期望收益為：

第三，結(jié)合（8）式和（9）式，計(jì)算均衡解：

第四，將（10）式代入（8）式，整理得到：

觀察（12）式、（13）式可以發(fā)現(xiàn)：價格pc(ω)是貿(mào)易政策不確定性γ的增函數(shù)，需求量xc(ω)是貿(mào)易政策不確定性γ的減函數(shù)，也是產(chǎn)品質(zhì)量λc(ω)的增函數(shù)。

（四）討論貿(mào)易政策不確定性與出口擴(kuò)張的關(guān)系

出口產(chǎn)品擴(kuò)張主要可以通過出口產(chǎn)品數(shù)量和出口產(chǎn)品價值來表示，本文旨在探究貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品擴(kuò)張的影響。當(dāng)中國與貿(mào)易伙伴國簽署FTA之后，貿(mào)易政策不確定性得到明顯的降低。這一現(xiàn)象對中國出口擴(kuò)張能產(chǎn)生影響嗎？是積極的還是消極的影響？我們將對此進(jìn)行模型推導(dǎo)。

首先，根據(jù)pc(ω)和xc(ω)的函數(shù)，我們計(jì)算出ω產(chǎn)品的出口產(chǎn)品價值vc(ω)：

其次，討論貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品數(shù)量的作用關(guān)系，我們根據(jù)（13）式計(jì)算出口產(chǎn)品數(shù)量xc(ω)對貿(mào)易政策不確定性γ的偏導(dǎo)數(shù)：

最后，討論貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品價值的作用關(guān)系，我們根據(jù)（14）式計(jì)算出口產(chǎn)品價值vc(ω)對貿(mào)易政策不確定性γ的偏導(dǎo)數(shù)：

（五）討論貿(mào)易政策不確定性與出口升級的關(guān)系

產(chǎn)品升級通常用產(chǎn)品質(zhì)量來表詮[6，14，23]。緊接著我們根據(jù)（13）式來討論貿(mào)易政策不確定性γ與產(chǎn)品質(zhì)量λ之間的作用關(guān)系。

進(jìn)入教室首先打開照明開關(guān)，門外的錄播提示牌就亮起“請勿打擾”。然后推上空開，開啟電腦和觸摸電視的電源開關(guān)。按下講桌翻版，桌面面板有4個按鍵：從左至右依次為“電源鍵”“錄制鍵”“暫停鍵”和“電腦鍵”?！半娫存I”用于加載錄播主機(jī)電源，首先按下電源鍵，同時打開多媒體電腦開關(guān)，可觸控電視及監(jiān)視器等設(shè)備。待系統(tǒng)全部啟動完畢即可錄課。

首先，本文對（13）式在等式兩邊取對數(shù)：

其次，本文對（17）式進(jìn)行全微分處理，如下：

最后，本文推算貿(mào)易政策不確定性γ與出口產(chǎn)品質(zhì)量λc(ω)的偏導(dǎo)數(shù)：

（六）討論OFDI機(jī)制

企業(yè)的OFDI行為和OFDI規(guī)模容易受到貿(mào)易政策不確定性的直接影響，當(dāng)東道國的貿(mào)易政策處于穩(wěn)定狀態(tài)時，跨國公司會堅(jiān)持事先制定的OFDI投資計(jì)劃；當(dāng)東道國的貿(mào)易政策出現(xiàn)較大的不確定性或波動性時，跨國公司會做出減少OFDI投資的決定；當(dāng)兩國之間締結(jié)了自由貿(mào)易協(xié)定或投資合作協(xié)定后，東道國出臺了更多的優(yōu)惠政策，此時跨國公司會做出追加OFDI投資的決定[2]。由此可見，OFDI與貿(mào)易政策不確定性γ之間存在緊密的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可以令OFDI與貿(mào)易政策不確定性γ的關(guān)系滿足如下：

首先，本文討論OFDI對出口產(chǎn)品擴(kuò)張的作用，以（15）式、（16）式、（22）式為依據(jù)：

其次，本文討論OFDI與出口產(chǎn)品升級的作用，以（21）式、（22）式為依據(jù)：

最后，本文根據(jù)上述的推導(dǎo)等式，進(jìn)一步從理論層面提出相應(yīng)的研究假說和推論。

假說1：出口產(chǎn)品擴(kuò)張與貿(mào)易政策不確定性負(fù)相關(guān)，貿(mào)易政策不確定性的下降能夠促進(jìn)出口產(chǎn)品擴(kuò)張。

假說2：出口產(chǎn)品升級與貿(mào)易政策不確定性負(fù)相關(guān)，貿(mào)易政策不確定性的下降能夠促進(jìn)出口產(chǎn)品升級。

推論1：貿(mào)易政策不確定性的下降能夠通過OFDI機(jī)制來促進(jìn)出口產(chǎn)品擴(kuò)張。

推論2：貿(mào)易政策不確定性的下降能夠通過OFDI機(jī)制來促進(jìn)出口產(chǎn)品升級。

三、計(jì)量設(shè)定

（一）計(jì)量模型

為進(jìn)一步厘清貿(mào)易政策不確定性的影響機(jī)理。本文構(gòu)建如下計(jì)量模型并展開驗(yàn)證：

其中，i、ω、c、t分別為企業(yè)、產(chǎn)品、FTA伙伴國、年份；expɑnsioniωct為出口產(chǎn)品擴(kuò)張，用出口產(chǎn)品數(shù)量和出口產(chǎn)品價值來表示；upgrɑdingiωct為出口產(chǎn)品升級，用出口產(chǎn)品質(zhì)量來表示；Xct為控制變量集合，包括建交時間、國土面積、人均GDP和貿(mào)易條件；λiωc、ηt、εiωct分別表示個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)、殘差項(xiàng)；為了消除量綱的差異，本文對出口產(chǎn)品數(shù)量、出口產(chǎn)品價值、出口產(chǎn)品質(zhì)量均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理[24]。

（二）變量說明

1.貿(mào)易政策不確定性。用關(guān)稅不確定性來詮釋貿(mào)易政策不確定性，可以反映最優(yōu)關(guān)稅（關(guān)稅下限）轉(zhuǎn)變?yōu)樽顗年P(guān)稅（關(guān)稅上限）的可能性[2-4]。具體來看：①在兩個經(jīng)濟(jì)體締結(jié)FTA之前，兩國的貿(mào)易遵循WTO規(guī)則，貿(mào)易產(chǎn)品享受MFN關(guān)稅待遇，貿(mào)易政策不確定性用WTO約束關(guān)稅和MFN關(guān)稅來測算；②在兩個經(jīng)濟(jì)體締結(jié)FTA之后，貿(mào)易產(chǎn)品享受FTA條款的特惠關(guān)稅，貿(mào)易政策不確定性用MFN關(guān)稅和FTA特惠關(guān)稅來測算。計(jì)算公式如下（其中σ的取值區(qū)間為[2，4]，通常σ取3）：

2.出口產(chǎn)品擴(kuò)張。本文采用出口產(chǎn)品數(shù)量和出口產(chǎn)品價值來表示出口產(chǎn)品擴(kuò)張，并對它們進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

3.出口產(chǎn)品升級?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用出口產(chǎn)品質(zhì)量來表詮出口產(chǎn)品升級，因此本文參考Khandelwal等的“需求殘差法”來測算出口產(chǎn)品質(zhì)量[23]。（3）式的對數(shù)變換形式為lnxc(ω)=lnM+(σ-1)lnλc(ω)-σlnpc(ω)，計(jì)算可得，為了消除量綱的差異，本文對quɑlityiωct進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理[24]。

4.其他變量。第一，OFDI，指中國對FTA伙伴國的對外直接投資存量，取對數(shù)，數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。第二，建交時間，指當(dāng)年年份減去兩國的建交年份，取對數(shù)，數(shù)據(jù)來自中國外交部網(wǎng)站。第三，國土面積，指FTA伙伴國的國土面積，取對數(shù)。第四，人均GDP，指FTA伙伴國的人均GDP，取對數(shù)。第五，貿(mào)易條件，指FTA伙伴國的進(jìn)出口物價指數(shù)。其中，國土面積、人均GDP、貿(mào)易條件等數(shù)據(jù)均來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文研究的樣本區(qū)間為2002—2014年。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，由于老撾、冰島、智利等國家的關(guān)稅數(shù)據(jù)缺失，本文最終確定了12個中國FTA伙伴國，包括文萊、緬甸、柬埔寨、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南、巴基斯坦、哥斯達(dá)黎加、新西蘭等。本文的核心變量來自以下的兩套數(shù)據(jù)：

第一套是2002—2014年中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫，細(xì)化到“年份-出口國-企業(yè)-產(chǎn)品”四維層面，具體的處理過程如下：剔除有缺失的樣本，包括缺企業(yè)名稱、缺出口國、缺產(chǎn)品名稱等情況；剔除每筆交易總額小于50美元的樣本和每筆交易數(shù)量小于1的樣本；剔除貿(mào)易中間商的樣本，在公司名稱中出現(xiàn)“貿(mào)易”“進(jìn)出口”“物流”“商貿(mào)”“科貿(mào)”“工貿(mào)”“經(jīng)貿(mào)”等字樣；根據(jù)Rauch的研究，剔除農(nóng)產(chǎn)品、資源品等同質(zhì)產(chǎn)品[25]；先將海關(guān)編碼統(tǒng)一為HS2002口徑，再將HS2002轉(zhuǎn)換為ISIC（Rev.3），然后將ISIC（Rev.3）轉(zhuǎn)換為中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類（GB/T2002），本文僅保留了制造業(yè)樣本。

第二套是關(guān)稅數(shù)據(jù)，來自WITS數(shù)據(jù)庫和WTO關(guān)稅庫，本文收集了2002—2014年間12個FTA國對中國HS6位出口產(chǎn)品的關(guān)稅稅率，用于測算貿(mào)易政策不確定性，包含約束關(guān)稅（BND）、最惠國關(guān)稅（MFN）、優(yōu)惠關(guān)稅（PRF）和實(shí)際應(yīng)用關(guān)稅（AHS）?？紤]到有些關(guān)稅稅率沒有約束上限，本文參考Alberto等的做法，用3倍的實(shí)際關(guān)稅來填補(bǔ)[26]。

四、實(shí)證分析與討論

（一）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

本文使用了2002—2014年的出口產(chǎn)品面板數(shù)據(jù)，同時控制了產(chǎn)品、年份、FTA國的固定效應(yīng)，用來檢驗(yàn)假說1和假說2，下表1匯報(bào)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。首先，本文分析貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品擴(kuò)張的影響，第1至第3列中貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品數(shù)量的擬合系數(shù)均在1%水平上顯著地為負(fù)，第4至第6列中貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品價值的擬合系數(shù)也都在1%水平上顯著地為負(fù)值，第1列至第6列的回歸結(jié)果表明，出口產(chǎn)品擴(kuò)張與貿(mào)易政策不確定性之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，貿(mào)易政策不確定性的下降能夠顯著地促進(jìn)我國出口產(chǎn)品擴(kuò)張，假說1得以驗(yàn)證。其次，分析貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品升級的影響，第7列至第9列中貿(mào)易政策不確定性對出口產(chǎn)品質(zhì)量的擬合系數(shù)也都顯著地為負(fù)值，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明，出口產(chǎn)品升級與貿(mào)易政策不確定性之間也存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，貿(mào)易政策不確定性下降能夠顯著地促進(jìn)我國出口產(chǎn)品升級，假說2也得到了驗(yàn)證。

表1 檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)：基準(zhǔn)回歸

（二）考慮異質(zhì)性因素

首先考慮不同的所有制，我們區(qū)分了本土企業(yè)、外資企業(yè)兩大樣本，第1列、第3列、第5列是本土企業(yè)樣本的實(shí)證結(jié)果，第2列、第4列、第6列是外資企業(yè)樣本的實(shí)證結(jié)果，貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張和出口升級的擬合系數(shù)均顯著地為負(fù)值，意味無論是本土企業(yè)還是外資企業(yè)，貿(mào)易政策不確定性下降對兩者的出口擴(kuò)張和出口升級均發(fā)揮了促進(jìn)作用。假說1、假說2在不同的所有制樣本中成立。其次考慮不同的技術(shù)水平，我們根據(jù)Lall的研究區(qū)分了低技術(shù)出口品、中高技術(shù)出口品兩大樣本[27]。第7列、第9列、第11列是低技術(shù)品樣本的實(shí)證結(jié)果，第8列、第10列、第12列是中高技術(shù)品樣本的實(shí)證結(jié)果，可以看出，貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張和出口升級的擬合系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明無論是低技術(shù)品還是中高技術(shù)品，貿(mào)易政策不確定性下降均有利于促進(jìn)兩者的出口擴(kuò)張和出口升級。在不同的技術(shù)水平樣本中假說1、假說2也成立。最后考慮不同的要素稟賦，我們區(qū)分了勞動密集型出口產(chǎn)品、資本密集型出口產(chǎn)品兩大樣本。第13列、第15列、第17列是勞動密集型出口樣本的實(shí)證結(jié)果，第14列、第16列、第18列是資本密集型出口樣本的實(shí)證結(jié)果，可以觀察到，貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張和出口升級的擬合系數(shù)均為負(fù)值，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這反映出無論是勞動密集型產(chǎn)品還是資本密集型產(chǎn)品，貿(mào)易政策不確定性下降均有助于促進(jìn)兩者的出口擴(kuò)張和出口升級，貿(mào)易政策不確定性對勞動密集型產(chǎn)品的影響效應(yīng)略大一些。在不同要素稟賦的樣本中假說1、假說2同樣成立。

表2 檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)：異質(zhì)性視角

表3 檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)：工具變量回歸

（三）考慮內(nèi)生性問題

在工具變量的選擇上，最常見的做法是選擇解釋變量的滯后項(xiàng)，按照這個思路，本文選擇了貿(mào)易政策不確定性的滯后一期作為工具變量。除此之外，由于FTA是各國政府經(jīng)過多次國際經(jīng)貿(mào)洽談的結(jié)果，不容易受到其他因素的干擾，可以視為一個嚴(yán)格外生的變量，再加上FTA能夠顯著地降低貿(mào)易政策不確定性，卻與其他控制變量不相關(guān)，由此可見，F(xiàn)TA符合工具變量的選擇條件，于是本文選擇將FTA虛擬變量作為另一個工具變量。

表3匯報(bào)了工具變量的估計(jì)結(jié)果。首先本文進(jìn)行“工具變量不可識別”檢驗(yàn)，Anderson LM統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的p值均為0，顯著地拒絕了“工具變量不可識別”的原假設(shè)，說明這兩個工具變量是可識別的；其次進(jìn)行“弱工具變量”檢驗(yàn)，Cragg-Donald Ward統(tǒng)計(jì)量均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，有力地拒絕了“弱工具變量”的原假設(shè)，說明這兩個工具變量不是弱工具變量；最后進(jìn)行“工具變量過度識別”檢驗(yàn)，Sargan統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的p值均大于0.1，接受了“工具變量不存在過度識別”的原假設(shè)。綜上論證，本文所選擇的工具變量是有效的。然后進(jìn)一步觀察貿(mào)易政策不確定性的擬合系數(shù)，第1至第2列中貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張的擬合系數(shù)顯著地為負(fù)，第3列中貿(mào)易政策不確定性對出口升級的擬合系數(shù)也顯著為負(fù)，與本文的預(yù)期保持一致。由此可見，在工具變量回歸中假說1、假說2依然成立。

表4 檢驗(yàn)貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)：OFDI機(jī)制

（四）OFDI機(jī)制是否成立

關(guān)于OFDI與出口之間的關(guān)系存在兩派觀點(diǎn)：替代論和促進(jìn)論。早期發(fā)達(dá)國家的跨國企業(yè)因具有核心競爭力而擔(dān)心技術(shù)外溢，它們更傾向于選擇出口，這很符合“替代論”[28-29]，此后，由于發(fā)達(dá)國家工會的嚴(yán)格保護(hù)，使得勞動力成本過高，跨國公司為了控制成本，紛紛將生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到中國、越南、泰國等發(fā)展中國家，這逐漸符合了“促進(jìn)論”[30-31]。發(fā)展中國家生產(chǎn)技術(shù)低下、研發(fā)能力薄弱，它們更重視在OFDI過程中的技術(shù)學(xué)習(xí)效應(yīng)和模仿效應(yīng)，從而帶動國內(nèi)的出口，這符合“促進(jìn)論”[32-33]。另外，OFDI對出口產(chǎn)品升級也發(fā)揮了促進(jìn)作用，國外學(xué)者認(rèn)為中國進(jìn)行OFDI是導(dǎo)致中國出口產(chǎn)品升級的重要誘因[34]，國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)近年來中國大力實(shí)施OFDI戰(zhàn)略，顯著地提升了我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量[35-36]。于是我們選擇OFDI作為貿(mào)易政策不確定性的影響機(jī)制。

為了驗(yàn)證推論1和推論2，表4實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI的機(jī)制效應(yīng)，第1、第3、第5列為基準(zhǔn)回歸，第2、第4、第6列為工具變量回歸。首先本文分析出口擴(kuò)張，第1至第4列中貿(mào)易政策不確定性與OFDI交互項(xiàng)的擬合系數(shù)均在1%水平上顯著地為負(fù)，OFDI機(jī)制項(xiàng)與出口產(chǎn)品擴(kuò)張之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明貿(mào)易政策不確定性下降能夠OFDI機(jī)制來促進(jìn)出口產(chǎn)品擴(kuò)張，推論1得以印證；其次分析出口升級，第5至第6列中貿(mào)易政策不確定性與OFDI交互項(xiàng)的擬合系數(shù)也都在1%水平上顯著為負(fù)，OFDI機(jī)制項(xiàng)與出口產(chǎn)品升級之間也存在著明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明貿(mào)易政策不確定性下降能夠通過OFDI機(jī)制來促進(jìn)出口產(chǎn)品升級，推論2得以證明。

五、結(jié)論與啟示

本文立足于中國簽署自由貿(mào)易協(xié)定的政策背景，試圖從貿(mào)易政策不確定性這一新視角來解釋出口擴(kuò)張和出口升級，通過假設(shè)貿(mào)易政策不確定性服從到達(dá)率為γ的泊松隨機(jī)過程，將貿(mào)易政策不確定性引入質(zhì)量異質(zhì)性企業(yè)模型框架中，推理出貿(mào)易政策不確定性對出口擴(kuò)張及出口升級的關(guān)系等式，以及論證了選擇OFDI作為作用機(jī)制的合理性。有鑒于此，本文采用了2002—2014年高度精細(xì)化的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證評估了貿(mào)易政策不確定性的影響效應(yīng)及OFDI的機(jī)制效應(yīng)，我們采用了基準(zhǔn)回歸、考慮異質(zhì)性因素、考慮內(nèi)生性問題等諸多的檢驗(yàn)方法，得到本文的假說和推論均顯著地成立。本文研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易政策不確定性的下降有利于促進(jìn)出口擴(kuò)張和出口升級，OFDI是發(fā)揮貿(mào)易政策不確定性效應(yīng)的重要作用機(jī)制。

本文可以引申出若干的政策建議。首先，加快簽署自由貿(mào)易協(xié)定舉措是中國應(yīng)對當(dāng)前“逆全球化”國際局勢的重要對策，締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定顯著地降低了出口產(chǎn)品的貿(mào)易政策不確定性及非關(guān)稅壁壘。但在實(shí)踐過程中，仍然存在一定的完善空間：在合作伙伴方面，中國理應(yīng)加快布局與大型發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體洽談自由貿(mào)易協(xié)定，諸如G8集團(tuán)、G20集團(tuán)等；在合作條款方面，中國理應(yīng)加快服務(wù)貿(mào)易合作條款的談判，諸如金融業(yè)、銀行業(yè)等，為人民幣國際化進(jìn)程做好充足的準(zhǔn)備。其次，有關(guān)部門應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)境外直接投資策略，促進(jìn)國際的投資合作。對外直接投資主要包括“企業(yè)走出去”和“資本走出去”兩大類，“企業(yè)走出去”對應(yīng)的是“貿(mào)易強(qiáng)國”目標(biāo)，為建設(shè)“貿(mào)易強(qiáng)國”培育出更多的世界百強(qiáng)企業(yè)；而“資本走出去”對應(yīng)的是“一帶一路戰(zhàn)略”，主要通過承接“一帶一路”國家的基建工程，來化解國內(nèi)的過剩產(chǎn)能，提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。