沿边口岸城市贸易便利化水平对产业的影响_吴嘉芮.pdf

2023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸收稿日期：2022-08-01作者简介：吴嘉芮(1995-)，女，四川内江人，硕士研究生，研究方向：区域经济学。沿边口岸城市贸易便利化水平对产业的影响吴嘉芮（兰州大学 经济学院，兰州 730030）摘要：本文基于 2010-2019 年沿边地级市与县级市层面数据与海关数据，考察了贸易便利化水平对产业发展的影响。结果表明：我国口岸城市的贸易便利化发展有利地促进了产业发展，并且通过进出口贸易额的调节效应提升了产业发展水平。此外，营商环境、规制环境、口岸效率和交通基础等对产业发展的贡献率都显著为正，因此，贸易便利化应当成为提升产业发展水平的重要途径。最后，相关的稳健性检验证明了该结论的可靠性。关键词：贸易便利化；产业发展；边境口岸中图分类号：F724文献标识码：A文章编号：1005-913X（2023）03-0031-04一、引言在传统经济范式及区位理论中，我国内陆沿边区域无论是在人才储备、技术水平还是投资吸引力等方面都较为落后。大部分学者都认为沿边地区经济的低速发展仍旧会持续较长时间，其产业发展水平的提升将是促进经济发展的有效途径，而产业发展水平的提升应当依靠沿边地区贸易的发展得以实现。沿边地区历来具有“双重身份”，首先是作为地理位置上的“边缘地带”，其由于缺乏足够的市场和资源，往往不具备产生技术和发展产业的条件。其次是进行交流与合作的“前沿地带”，在“一带一路”的带动下，沿边口岸城市成为了中国与世界经济联系枢纽。在此背景下，口岸贸易为沿边地区提供了扩大市场规模和获得技术、资金等高级要素的机会。沿边口岸城市如何突破边境地区的“屏蔽效应”，提升沿边口岸城市贸易便利化水平以促进当地产业升级，成了实现沿边地区充分发挥“中介效应”的关键。因此，我们注重于贸易便利化对提升产业发展水平相关影响因素的分析，希望从一个新的视角来更好地认识和思考沿边口岸城市的开放与发展。本次研究致力于探讨如何以促进西部沿边口岸贸易便利化发展为切口，推动口岸城市产业升级，最终实现贸易与产业的良性互动。二、文献综述政策因素。无论是货币政策、财政政策还是产业政策都会对产业发展产生重要影响（傅进、吴小平2005）。有研究认为，中国近年的产业升级得益于自由贸易政策（李玉，2017），克鲁格曼也提出关税与贸易政策的优化能够降低交易成本，使分工水平优化，最终实现产业升级。对外贸易相关的制度创新能够实现我国与其他国家密切的经济联系与人员往来,在实现信息与技术交流的同时，提升产业发展水平（范方志、张立军，2003)。基建因素。基建在进出口贸易中有重要影响（张晓静，2015）。在沿边口岸城市，基建的完善能够为外向型产业提供良好的发展环境（张扬，2018），对全要素生产率具有促进作用（张浩然，2012）。伴随着西部沿边地区内部交通运输条件的改善，交通运输成本的降低（范剑勇，2012），信息基础设施便于加速沿边企业间信息的交换，这有利于企业共享知识溢出效应，以技术进步提升生产率，有效降低生产成本（刘云，2016），随着生产成本、运输成本的下降,进出口企业将提高其产品优势，且交易效率的提升促使产业生产率提高，产业内要素实现更有效的配置，最终提升产业发展水平（吴盛汉，2018）。“新新贸易理论”认为，产业发展会随着贸易自由化的发展而提高，克鲁德曼提出关税降低和货312023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE物贸易发展都将促进产业发展，而现有研究不乏产业和贸易的问题，但很少有人试图解开贸易对产业的影响。许多研究没有评估贸易与产业关系背后的理论渠道，而是简单地通过关联归因因果关系（Chand&Sen，2002）。也就是说，如果在后改革时期生产率增长有所增加，则被认为是经济改革的结果。此外，一些作者使用了虚拟变量，代表了贸易政策体制中一次性的类型转变（Wright，2007）。另一些人则通过研究关税和非关税壁垒等贸易政策工具对制造业结果的影响，选择了一种事先的方法。与此相反，本研究的目的是检视边境贸易便利化对产业发展的影响，并着重探讨两者之间关系的理论渠道。本研究的贡献是在地级市与县级市层面评估了这些渠道对产业的净影响，以前很少有研究试图通过这种方式理清理论渠道来探索贸易对产业发展的影响。三、模型设定、变量与数据（一）产业发展水平测算首先，本文基于夹角余弦赋权的模糊综合评价模型，对沿边口岸城市产业高级化指数进行测算。其次，本文以第三产业占比作为沿边口岸城市产业发展合理化指数。最后，通过熵权法将两个指数进行拟合，得到产业发展水平指数，以测度沿边口岸城市产业发展水平。（二）贸易便利化指标之构建现有文献大多从某一个角度出发,如运输成本、技术创新等,较少有文献对贸易便利化发展对产业升级的影响方面进行综合考察。对于贸易便利化相关衡量指标的构建上，现有研究主要集中于国家或者省（州）层面进行贸易相关的指标构建。然而，不同地区间的贸易便利化水平差异较大（崔鑫生等，2019），城市间差距甚至超越了国家间差距（蒋建，2022）。因此，现有指标未能很好支持对于口岸依托城市，即地级市与县级市层面的研究，当这些研究分散到具体的口岸依托城市层面时，其依托城市的贸易相关的发展变动趋势是州或面向国家层面的相关报告所无法捕捉到的。鉴于此，结合我国地级市与县级市数据的可得性，本文尝试构建城市层面的贸易便利化评价指标，测度中国 50 个沿边口岸城市贸易便利化水平并研究其对产业的影响。本指标体系从贸易便利化的内涵出发，借鉴Wilson（2003）等的指标框架，整个指标体系分为 4个一级指标、9 个二级指标、15 个三级指标，并采用相应的代理变量对各城市分级指标值进行测算，从规制环境、口岸效率、交通基础设施、营商环境四个方面进行指标选取，并运用熵权法进行计算（详见表 1）。表 1口岸城市贸易便利化综合指标体系指标含义指标名称指标衡量方法规制环境政府效率政府行政审批中心设立情况政府行政审批局设立情况口岸效率物流环境公路连接情况铁路连接情况距经济腹地距离政策环境口岸等级口岸开放时长交通基础公路公里里程铁路铁路数量高铁高铁数量营商环境政策支持边合区数量保税区数量城市等级金融服务商业银行网点数市场服务市场化指数注：*、*、*分别为 1%、5%和 10%水平上显著，括号内为 t 值。四、研究设计与结果分析（一）数据来源与模型设定在本论文中，以我国沿边口岸及其依托城市（包括地级市与县级市）作为研究对象，参考数据可得性，主要为分布在黑龙江、云南、西藏、新疆、内蒙古、吉林、广西等 7 个省份的 50 个城市。本文所用样本数据的时间跨度为 20102019 年，数据来自eps 等官方数据库和各地级市、县级市国民经济与社会发展统计公报。基于豪斯曼检验结果，本文选用面板固定效应模型进行计量分析，构建如下基准回归模型：Yct=0+1TFct+2Xct+t+c+ct（1）国际经济与贸易322023年 第3期北方BEIFANGJ INGMAO经贸式中：Yct表示第 t 年 c 城市的产业发展水平的对数形式，TFct表示第 t 年 c 城市的贸易便利化综合水平的对数形式；基准模型中分别纳入时间固定效应 t和城市个体固定效应 c，ct表示随机误差项。Xct为系列控制变量。（二）基准估计结果及分析由回归结果表 2 可知，贸易便利化对产业发展的估计结果在总体上较为稳定，营商环境、规制环境、口岸环境和交通基础都有对产业发展有着显著的正向影响。在控制了其他因素的影响后，贸易便利化的估计系数显著为正。贸易便利化水平每提高1，产业发展水平平均提升 0.797，营商环境、规制环境、口岸环境和交通基础每提高 1，产业发展水平平均提升 0.105、0.329%、0.082%和0.213%.且都通过了 1的显著性水平检验，这说明贸易便利化有利于促进产业发展水平的提高。表 2全样本营商环境 规制环境 口岸效率 交通基础Industy0.797*(50.16)0.105*(8.21)0.329*(9.08)0.082*(5.10)0.213*(6.76)_cons2.201*(14.54)3.805*(11.00)3.805*(11.00)3.805*(11.00)3.805*(11.00)地区固定效应是是是是是时间固定效应是是是是是样本数500500500500500R20.9780.920.920.920.92注：*、*、*分别为1%、5%和 10%水平上显著，括号内为 t 值。（三）稳健性检验为验证分析结论的稳健性，本文进行以下稳健性检验：1.内生性处理本文参照刘晨阳等（2020）的研究，选取“沿边口岸城市到经济腹地距离的倒数值”和“贸易便利化水平的滞后一期值”作为“贸易便利化水平”的工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计。第一阶段的 F 统计量分别为 32 和 147，均大于 10，排除弱工具变量问题；Kleibergen-Paap rk LM统计量的 p 值为 0.0000，拒绝“工具变量识别不足”的原假设；Kleibergen-Paap rk Wald F 检验也拒绝“工具变量是弱识别”的原假设。估计结果见表 3 的第 3 列。2.核心变量替换本文参照李丹、武杰（2022）的方法，将在贸易便利化指标中的制度环境和口岸效率所占权重提升为原有的 50%，并替换原贸易便利化指标进行稳健性检验。如表 3 第 4 列所示，得到的估计系数显著为正，表明口岸效率和制度环境能够有效促进产业发展这一结果具有稳健性。3.样本调整经济发展水平不同的城市其产业发展水平往往差异较大，贸易便利化对产业发展的影响是否存在因为城市经济发展水平差异而产生统计误判，这一点也应该进行检验，本文依据现行的中国行政区划进行样本调整，仅保留企业所在地为县级市的样本，即剔除地级市，以考察基准结果的可靠性。表 3第 5 列结果显示，核心解释变量估计系数显著为正，进一步证明了贸易便利化对产业发展促进作用的稳健性。4.估计模型替换考虑到本文的被解释变量的取值范围为 01，故采用多维固定效应泊松估计法对模型（1）重新进行估计，估计结果见表 3 第 6 列，估计模型替换后变量系数符号与显著性均未发生改变，研究结论稳健。（四）影响渠道检验本文将进出口贸易额作为调节变量，构建调节效应模型检验贸易便利化对当地产业发展的影响渠道。参考谢红军等（2021）的做法，使用沿边口岸城市进出口总额的对数（YMct）衡量贸易便利化对产业发展的调节效应。据此，本文设定调节效应模型如下：Yct=0+1TFct+2TFct*YMct+t+c+ct（2）结果表明，贸易便利化通过贸易进出口额的调节作用使产业发展水平提高了 0.021%，在 1%水平332023年第3期NORTHERN ECONOMY AND TRADE上统计显著。这说明贸易便利化以调节效应的方式对产业发展水平产生积极影响。五、结论与建议（一）结论结果表明，沿边口岸城市的营商环境、规制环境、口岸效率和交通基础等对产业发展的贡献率都显著为正，因此，贸易便利化在完善基础设施建设以节约出入境时间和成本的同时，能够以相关政策简化国际贸易手续,降低国际贸易成本,提升产品进出境便利程度和物流效率，促进产业发展。此外，贸易便利化以调节效应的方式对产业发展产生积极影响，其应当成为沿边口岸城市提升产业发展水平的重要途径。（二）建议全球化时代下，中国亟待在改善沿边口岸城市贸易便利化条件等方面取得新突破（戴翔，2019），以便充分提升其对产业升级的促进作用。应当积极出台相关政策，加强在促进贸易便利化发展方面的合作与投资,立足于制度与基础设施建设水平，促进营商环境与口岸效率的发展，使贸易便利化成为促进产业发展新的突破口（毛其淋、盛斌，2013；李波、杨先明，2018），通过强化金融服务业、交通运输业、现代物流业、信息服务业、商业服务业等生产性服务业（“十一五”纲要）对我国全球价值链地位的提升作用，以把握贸易发展的机遇，以贸易便利化为切口，给贸易的高质量发展带来新的助力，顺利实现产业升级（邹珍兰，2012）。参考文献：1娄伟.智慧技术范式下的区位理论创新研究以“胡焕庸线”西北部区域产业定位为案例J.技术经济，2020(1):156-160+167.2刘乃全.区域经济理论的新发展J.外国经济与管理，2000(9):17-21.3陆大道，王铮，封志明，曾刚等.关于“胡焕庸线能否突破”的学术争鸣J.地理研究，2016(5):805-824.4盛斌，魏方.新中国对外贸易发展 70 年:回顾与展望J.财贸经济，2019(10):34-49.5林善浪，胡小丽.边境效应、邻近效应与沿边地区双边贸易:基于贸易相对集中视角J.世界经济研究，2019(4):107-118+136.6宫同瑶，辛贤，潘文卿.贸易壁垒变动对中国东盟农产品贸易的影响基于边境效应的测算及分解J.中国农村经济，2012(2):64-74.7李彦，屠年松.交通可达性、边界效应与中国跨境贸易发展基于沿边地区的空间计量分析J.财贸经济，2020(4):144-161.责任编辑：方晓表 3全样本内生性处理2SLS核心变量替换(50%权重)样本调整(仅地级市)模型替换(PPML)Industy0.797*(50.16)0.811*(145.96)0.355*(13.15)0.837*(120.92)0.079*(144.59)_cons2.201*(14.54)2.061*(37.59)-2.232*(-55.22)-0.051*(-3.67)1.530*(287.92)地区固定效应是是是是是时间固定效应是是是是是样本数500500500500500R20.9780.9820.980.940.875注：*、*、*分别为 1%、5%和 10%水平上显著，括号内为 t 值。国际经济与贸易34