教育科学与实践
Educational Science and Practice
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3080-5007（P）
- ISSN:3080-5015（O）
- 期刊分类:教育科学
- 出版周期:月刊
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双边贸易成本、双边制度质量与双边贸易——基于中欧班列沿线的证据
Bilateral Trade Costs, Bilateral Institutional Quality, and Bilateral Trade: Evidence from the China-Europe Railway Express Corridor
引言
近年来，随着“一带一路”倡议的深入推进，中欧班列作为链接亚欧大陆的重要物流通道与经贸合作平台，已然成为中国与沿线国家深化经济联系关键载体。与本文有关的文献主要有三支：第一支文献关于贸易成本与贸易流量的研究。当下数字技术飞速发展，吴中庆等研究发现数字技术每提升1%，RCEP成员国之间的双边贸易成本平均下降约0.53%。第二只文献关于制度质量与贸易流量的研究。一国制度质量作为决定交易成本的重要因素，会通过交易成本影响到该国的本地比较优势，完善的制度降低从事商业的一般性成本，提高资源配置的效率。第三支文献关于中欧班列的经济效应。潘安等研究发现中欧班列开通能够显著提升企业劳动收入份额,且主要通过提高企业劳动收入和交通基础设施便利化水平两个渠道发挥作用。张晓涛等研究发现中欧班列开通显著延长企业出口持续时间7%–10%。本文的边际贡献在于：第一，从贸易成本与制度质量的交互视角切入，揭示其在中欧班列语境下的联合作用机制；第二，识别制度质量在贸易成本影响贸易过程中的门槛效应与调节效应；第三，从金融深化与人均GDP增长两个维度检验贸易成本影响贸易的中介路径，为理解中欧班列的经贸促进机制提供新的经验证据。
一、理论分析
（一）贸易成本、制度质量与双边贸易增长
传统引力模型认为，贸易成本越高，双边贸易流量越低。而制度质量高的国家通常具备更完善的法律体系和更高的政策稳定性，从而能有效降低贸易不确定性，提升贸易效率。因此，制度质量不仅直接影响贸易流量，还可能通过调节贸易成本的作用强度，间接影响贸易增长。同时，制度质量可能具有门槛效应。当制度质量达到一定水平后，贸易成本下降对贸易的边际促进效应可能增强；而在制度质量较低的国家，贸易成本下降所带来的贸易红利可能被制度性摩擦所抵消。
（二）贸易成本影响贸易增长的中介机制
一方面，贸易成本下降有助于提升资源配置效率，扩大市场规模，推动经济增长。人均GDP的提升将增强进口需求，进而带动双边贸易额增长。另一方面，贸易成本下降也可能激活企业进出口行为，提升其对融资的需求，从而推动金融深化。银行对私营部门信贷占比的提升，意味着企业融资能力增强，有助于其扩大出口规模。
基于上文的理论分析，本文得出如下理论假说：
假说1：双边贸易成本对双边贸易额有抑制作用。
解说2：双边制度质量对双边贸易额有促进作用。
假说3：双边制度质量对贸易成本与贸易额之间的关系具有调节效应，双边制度质量越高，双边贸易成本对双边贸易额的抑制作用越强。
假说4a：双边贸易成本通过改变经济基本面，从而改变贸易流量。
假说4b：双边贸易成本通过改变金融条件，从而改变贸易流量。
二、研究设计和数据说明
（一）计量模型设定
本文考察中国对中欧班列沿线各个国家的双边贸易成本以及沿线国家的制度质量对两国双边贸易总额的影响，构建了如下的双固定计量模型：
其中，下标i、j、t分别表示中国、中欧班列沿线国家和年份，下同。被解释变量表示中国对中欧班列各个国家的双边贸易额第t年的金额取对数；表示中国对中欧班列沿线各个国家第t年的双边贸易成本；表示中国对中欧班列沿线各目标贸易国的双边制度质量；为控制变量，其中包括：（1）lnDIijt表示中国与中欧沿线班列沿线各个国家之间的距离取对数；（2）lnTGijt表示中国与中欧班列沿线各个国家第t年两国之间总的GDP取对数；（3）lnTPijt表示中国与中欧班列沿线各个国家第t年两国人口总数取对数；（4）BOijt为虚拟变量表示出口目标国是否与中国接壤，若目标国与中国接壤则取值为1，否则为0;（5）μij表示双边国家层面的个体固定效应；（6）t表示时间固定效应;（6）εijt为随机扰动项。
（二）数据来源、匹配与处理
1.数据来源
本文的数据来源包括：（1）双边贸易额数据来源于中国海关总署数据库，（2）双边贸易成本所需数据来自：世界银行数据库、中国海关和UN Comtrade 数据库。（3）目标国的制度质量数据来自Worldwide Governance Indicators数据库。（4）中国与中欧班列沿线各个国家之间的距离数据来源于CEPII GeoDist数据库。（5）其他控制变量及中介变量来自世界银行数据库，然后通过公式计算得出。
2.数据匹配与处理
本文参照Novy的研究方法，计算双边贸易成本，其公式如下：
表示第t年中国对中欧班列沿线各国的出口额；表示第t年中欧班列沿线各国对中国的出口额；表示第t年中国国内贸易总额；表示第t年中欧班列沿线各国的国内贸易总额；为弹性，本文参照其他论文一般取8。
本文通过平均加权计算双边制度质量，计算公式如下：
CC、PV、RL、RQ分别表示腐败控制分数值，政治稳定与无暴力分数值，法治分数值，规制质量分数值。因为有负值，所以本文参照Acemoglu等使用Min-Max标准化方法，将各个维度的分数由-2.5—2.5之间，标准转换为0-100，这种标准化是一种线性变换，并不会改变变量在回归分析中的统计显著性，它只会改变回归系数的绝对值大小和解释。
三、实证结果分析
（一）基准回归
本文采用双固定效应模型，回归结果如表1所示。从回归结果可以看出，无论是否加入控制变量，双边贸易成本的回归系数均在1%的水平上显著为负，假说1得到验证。并且无论是否加入控制变量，双边贸易质量的回归系数均在5%或者10%的水平上显著文正，假说2得到验证。从第（2）列回归结果中可以观察到调节变量交互项的系数为负，表明在双边制度质量越高的国家，双边贸易成本的增加对双边贸易额的抑制作用越强。产生这一结果的原因为双边制度质量对双边贸易成本对双边贸易额作用的调节具有门槛效应。
| 变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | （5） | （6） |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 低制度质量 | 高制度质量 | |||||
| TC | -2.140***
(0.282) |
-1.906***
(0.288) |
-2.198***
(0.525) |
-1.924***
(0.524) |
-0.992***
(0.330) |
-0.933***
(0.333) |
| IN | 0.0265**
(0.0128) |
0.0274**
(0.0125) |
0.0118
(0.0173) |
0.0119
(0.0169) |
0.0251***
(0.00915) |
0.0257***
(0.00929) |
| TC*IN | -0.00414
(0.00521) |
-0.00734
(0.00523) |
-0.00296
(0.0103) |
-0.00619
(0.0101) |
-0.0178***
(0.00549) |
-0.0188***
(0.00554) |
| 控制变量 | 否 | 是 | 否 | 是 | 否 | 是 |
| 双固定 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 样本量 | 217 | 217 | 84 | 84 | 133 | 133 |
| R2 | 0.852 | 0.859 | 0.885 | 0.895 | 0.865 | 0.868 |
注:∗、∗∗、∗∗∗分别代表10%、5%、1%的显著性水平;括号内数值为稳健标准误的t统计量。下表同。
（二）门槛效应回归
本文参照Hansen（1999）的门槛效应方法，通过stata的xthreg命令可以找到一个单一的门槛值51.9436，将双边国家通过门槛值分为高制度质量（>51.9436）、低制度质量（<=51.9436）。基于如下方程（4）、（5）进行回归，得到表1（3）、（4）、（5）、（6）列的回归结果。
从表1（5）、（6）列的回归结果可以看出，在高制度质量回归组，交互项系数在1%的水平上显著为负，说明本文中的交互项为增强型交互项，表示双边制度质量强化了双边贸易成本对双边贸易额的负向影响，即双边制度质量越高，双边贸易成本对双边贸易额的负向影响越大，假说3得到验证。
（三）内生性问题处理
为了缓解可能存在的双向因果所造成的内生性为题，本文进行了如下处理，将双边贸易成本进行滞后一期处理，作为工具变量。因为双边制度质量具有连续性，在连续的两年内基本没有什么变化，所以未做滞后处理。利用工具变量进行回归，得到表2的回归结果。从结果看，滞后一期的双边贸易成本系数在5%的水平上显著为负，回归结果依然与基准回归结论保持一致，同时交互项的系数也在1%的水平上显著为负，回归结果依然与基准回归结论保持一致。证明了上面结果的稳健性。
| 变量 | (1) | (2) | (3) | (4) | （5） |
|---|---|---|---|---|---|
| 内生性处理 | 稳健性检验 | 异质性分析 | |||
| 发展中国家 | 发达国家 | ||||
| TC_L | -0.413**
(0.175) |
-0.339**
(0.167) |
|||
| LPI | 0.356**
(0.150) |
||||
| TC | -2.308***
(0.362) |
-0.634**
(0.266) |
|||
| IN | 0.0718***
(0.0146) |
0.0638***
(0.0140) |
0.305
(0.532) |
0.526
(1.208) |
3.563***
(0.690) |
| TC_L*IN | -0.0366***
(0.00295) |
-0.0357***
(0.00282) |
-0.218
(0.841) |
-2.769***
(0.488) |
|
| 控制变量 | 否 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 双固定 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 样本量 | 186 | 186 | 217 | 217 | 217 |
| R2 | 0.764 | 0.791 | 0.530 | 0.894 | 0.888 |
（四）稳健性检验
为了保证研究结论的可靠性，本文进行了稳健性检验：因为双边物流绩效指数的分越高，相应的双边贸易成本越低，所以本文用物流绩效指数LPI替换核心解释变量双边贸易成本。表2第（3）列为稳健性检验的回归结果，从结果可以看出，双边物流绩效指数的系数在5%的水平上显著为正，这与基准回归的结果一致，验证了假说1的稳健性。
（五）异质性分析
本文根据国际货币基金组织将国家分为发达国家和发展中国家，然后进行分组回归，得到表2的（4）、（5）列回归结果。可以发现第（4）、（5）列的双边贸易成本的系数均在1%的水平上显著为负，同时高双边制度质量对双边贸易成本对贸易额的抑制作用有增强效果。
（六）中介效应检验
本文根据Baron等(1986)的三步法进行了机制检验，其三步法模型如下：
上式中M为双边中介变量，其他变量与（1）中相同，这里为了验证双边贸易成本对双边贸易额的中介效应，所以未加入双边制度质量与交付项。
1.中介变量人均GDP
表3中第（1）、（2）、（3）列为三步法得到的回归结果，比较从第（2）、（3）列的回归结果可以得到中介变量人均GDP的系数均在1%的水平上显著为正，并且核心解释变量的系数也在1%的水平上显著为负。假设4a得到验证。
| 变量 | (1) | (2) | (3) | （4） | （5） |
|---|---|---|---|---|---|
| TC | -2.254***
(0.111) |
-2.211***
(0.104) |
-2.122***
(0.111) |
||
| lnGDP | 1.625***
(0.439) |
1.227***
(0.234) |
|||
| lnPG | 2.443***
(0.262) |
2.118***
(0.142) |
|||
| 控制变量 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 双固定 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 样本量 | 217 | 217 | 217 | 217 | 217 |
| R2 | 0.855 | 0.555 | 0.875 | 0.476 | 0.849 |
2.中介变量银行对私营部门的国内信贷占GDP比重
有研究表明，贸易成本的下降激活了沿线国家的企业的进出口业务，从而产生强烈的资金融资需求（Beck，2002）。所以本文选银行对私营部门的国内信贷占GDP比重作为机制变量。表3（1）、（4）、（5）列为三步法的回归结果。第（4）、（5）列的回归结果可以得到中介变量双边银行对私营部门的国内信贷占GDP比重的系数均在1%的水平上显著为正。假设4b得到验证。
四、结论与政策启示
通过构建中国与中欧班列沿线各个国家2017-2023年双边贸易成本、双边制度质量与双边贸易额面板数据。研究双边贸易成本、双边制度质量对双边贸易额的影响效果并探讨机制，得出如下结论：（1）双边贸易成本对双边贸易额有显著的抑制作用。（2）双边制度质量对双边贸易额有显著的促进作用。（3）双边制度质量对贸易成本与贸易额之间的关系具有调节效应，双边制度质量越高，双边贸易成本对双边贸易额的抑制作用越强。（4）双边贸易成本的下降，通过增加人均GDP、改善金融深化，即增加银行向私营部门的贷款，从而增加双边贸易额。
基于以上研究结论，本文得到如下政策启示：第一，强化贸易便利化，降低制度性贸易成本。应加快推进中欧班列沿线国家通关一体化、标准互认和监管协作机制建设，推动铁路运单、提单、原产地证书等贸易单据电子化、标准化，减少重复申报和查验环节。第二，实施差异化国别策略，突出制度质量导向。对于制度质量高的国家，应优先深化经贸合作，扩大高附加值产品出口，推动双向投资与产业链协同布局；对于制度质量较低的国家，应通过双边自贸协定、投资保护协定等方式，降低制度摩擦带来的隐性贸易成本，为后续贸易扩容奠定基础。第三，强化金融配套支持，畅通“贸易—金融”联动机制。充分发挥中欧班列，在促进金融深化中方面的作用，鼓励国内金融机构在班列节点城市设立海外分支机构，创新供应链金融产品，提升企业融资可得性。
参考文献：
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- [3] Hansen B E.Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing,and inference[J].Journal of econometrics,1999:345-368.
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- [5] Beck T.Financial development and international trade: Is there a link?[J].Journal of international economics,2002,57:107-131.
- [6] Beck T, Laeven L, et al.Finance, firm size, and growth [J].Journal of money, credit,and banking,2008,40:1379-1405.
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- [10] 吴中庆,戴明辉.RCEP成员国数字技术对贸易成本的影响研究——基于双边贸易流量历史数据的考察与分析[J].上海对外经贸大学学报,2021,28(03):18-35.
- [11] 于明君.贸易成本对中国与沿边国家贸易增长影响研究[D].吉林大学,2024.
- [12] 刘尧.进口国制度质量对中国出口贸易的影响[D].武汉大学,2019.
- [13] 潘安,宋帅琦.中欧班列开通能否提升企业劳动收入份额——来自中国A股上市公司的经验证据[J].国际贸易问题,2024(07):140-157.
- [14] 张晓涛,闵悦.中欧班列与稳外贸：企业出口持续时间视角的证据[J].宏观经济研究,2024(12):88-111.