贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应——基于自由贸

贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应——基于自由贸易协定的政策背景

汪亚楠1，王海成2，苏

慧3

（1.华南理工大学经济与贸易学院，广东广州510006；2.国家发改委宏观经济研究院产业经济与技术经济研究所，北京100038；3.

上海对外经贸大学国际经贸学院，上海201620）

［摘要］基于中国缔结自由贸易协定的政策背景，试图从贸易政策不确定性的新视角来解释中国的出口扩张以及出口升级。通过将贸易政策不确定性引入到质量异质性模型，推理出贸易政策不确定性对出口扩张及出口升级的关系等式，运用2002—2014年高度精细化的微观企业数据进行实证检验。研究发现，贸易政策不确定性下降有利于促进出口扩张和出口升级，OFDI是发挥贸易政策不确定性效应的重要作用机制。自由贸易战略是我国应对当前“逆全球化”国际局势的重要对策，贸易政策不确定性为我国维持出口扩张和实现出口升级提供了新思路。

［关键词］贸易政策不确定性；自由贸易协定；出口扩张；出口升级；贸易协定［中图分类号］F740

［文献标志码］A

［文章编号］1004-4833（2020）-01-0111-09

一、引言

在经济全球化进程中，自由贸易受到世界各国的关注和青睐，关税削减是自由贸易协定最重要的条款之一，关税波动或关税不确定性也被视为诠释贸易政策不确定性的最合适指标［1-5］。这表明自由贸易协定与贸易政策

6］不确定性之间联系紧密，不仅如此，实践证明自由贸易协定能够降低甚至消除贸易政策不确定性［3，。

十三五规划提出“贸易强国”战略，2030年初步实现从“贸易大国”迈向“贸易强国”。“贸易大国”重视出口贸易的数量指标，例如出口扩张、出口规模；“贸易强国”重视出口贸易数量和质量的双重指标，例如出口扩张、出口升级［7-8］。国内外学者从贸易自由化［9-11］、汇率波动［12-14］、融资约束［15-16］等多个视角研究了出口扩张和出口升级。相比之下，围绕贸易政策不确定性与出口贸易的文献相当有限，Pierce和Schott、黄亚钧和汪亚楠研究了贸易政策不确定性对出口扩张的作用［17-18］，Handley、汪亚楠和周梦天研究了贸易政策不确定性对出口产品分布的作

5］19］用［1，，Feng等、佟家栋和李胜旗研究了WTO政策背景下贸易政策不确定性对出口创新的作用［6，。基于自由贸

易协定政策背景的研究相对匮乏，仅有钱学锋和龚联梅、蔡洁等，他们研究了在东盟自贸区中贸易政策不确定性

20］下降对中国出口扩张的促进作用，但并没有涉及出口升级［4，。

鉴于此，本文试图从自由贸易协定的政策背景出发，通过贸易政策不确定性的视角来厘清出口扩张及出口升级的理论机理。在理论层面上，我们假设贸易政策不确定性服从达到率为γ的泊松随机过程，并将其引入质量异质性企业模型框架中［21-22］，通过构建贸易政策不确定性与出口扩张及出口升级的理论框架，推理出贸易政策不确定性对出口扩张及出口升级的作用机理；在机制层面上，本文选择OFDI作为贸易政策不确定性影响出口贸易的作用机制［2］，并且在理论层面上论证了选择OFDI的合理性；在计量层面上，本文使用2002—2014年高度精细化的微观企业数据，在基准回归的基础上，进一步考虑了异质性因素、内生性问题，综合评估了贸易政策不确定性的影响效应。

本文可能的创新点是：第一，体现在研究视角上，现有文献从贸易自由化、汇率波动、融资约束等众多角度讨论了出口扩张及出口升级，但从贸易政策不确定性视角的研究并不多，本文创新性地构建了贸易政策不确定性

［收稿日期］2019-05-24

［基金项目］中央高校基本科研业务费资助项目（2018BSXM17）；中国博士后科学基金项目（2018M643056）；广州市哲学社科规划2019年度课题（2019GZGJ10）

［作者简介］汪亚楠（1992—），女，江西上饶人，华南理工大学经济与贸易学院助理研究员，从事贸易政策与出口转型研究，E-mail:（1996—），女，山东泰安人，上海对外经贸大学国际经贸学院硕士研究生，从事国际贸易研究。

wangyn518@sina.com；王海成（1987—），男，河北沧州人，国家发改委宏观研究院产业经济与技术经济研究所助理研究员，从事国际贸易研究；苏慧

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汪亚楠，等：贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应

与出口扩张及出口升级的理论框架，试图从贸易政策不确定性的新视角来解释出口扩张及出口升级；第二，体现在政策背景上，现有的研究贸易政策不确定性的文献大多数立足于WTO背景，基于自由贸易协定这一政策背景的研究较少，结合中国当下的国际贸易战略部署，本文创新性地选择了自由贸易协定作为研究背景，囿于数据可得性，最后选择了12个FTA伙伴国作为研究对象。

二、理论模型

本文试图将贸易政策不确定性纳入质量异质性企业模型中［21-22］，深入讨论贸易政策不确定性对企业出口贸易的作用机理。本文假设：第一，中国具有连续分布的生产者，它们主要面临着垄断竞争的市场结构；第二，贸易伙伴国具有连续分布的消费者，它们的代表性消费者同时在乎产品价格和产品质量；第三，贸易政策不确定性服从到达率为γ的泊松过程，自由贸易协定带来的贸易惠利，大大降低了贸易环境的波动性。

（一）消费者行为

本文假设贸易伙伴国c的代表性消费者的效用函数和预算约束满足：Uc=

s.t.∑pc(ω)xc(ω)≤Yc

{∫[λc(ω)xc(ω)]σ

σ-1dω

}σσ-1,σ>1（1）（2）

量；满足σ>1。pc(ω)为c国ω产品的价格，（1）式和（2）式可σ为产品替代弹性，Yc为c国消费者的总收入。结合以算出消费者的最优解：

pc(ω)-σ

σ-1

xc(ω)=λc(ω)Yc

Pc1-σ（3）

其中，xc(ω)为c贸易伙伴国对ω产品的需求量；λc(ω)为ω产品的质ω为中国出口到c贸易伙伴国的产品；

éù其中，c国对pc(ω)的加总价格指数用Pc来表示，Pc=êpc(ω)1-σdωú

ëû

（二）生产者行为

∫

11-σ。

出口企业需要经过生产、出口两个过程之后，才能顺利地将产品销售到国外市场，但在每个过程中都会产生经营性成本，这些成本都会直接地影响企业利润。首先在生产过程中，企业主要面临劳动力生产的边际成本不同产品质量对应着不同的生产率φ。wφ和机器设备折旧的固定成本F1。φ表示企业生产ω产品的生产率，

其次在出口过程中，企业主要面临运输及海外营销的固定成本F2，冰山成本包含在F2中。我们令东道国对φ产我们设定企业出口ω产品的利润函数为：

品征收的关税为t(ω)，考虑关税后ω产品在国外的价格为pc(ω)/t(ω)。为了简化推导令F1、t(ω)≥1，F2为零，épc(ω)w(ω)ùπc(ω)=ê-（4）úxc(ω)

φ(ω)ûët(ω)我们将（3）式代入（4）式，根据企业利润最大化目标可以求出生产者的最优解，并且根据（5）式中的pc(ω)可

σ

以计算出xc(ω)，为了简化运算，令M=()-σPc1-σYc，可得：

σ-1∂πc(ω)σw(ω)

=0⇒pc(ω)=t(ω)（5）

∂pc(ω)σ-1φ(ω)（三）引入贸易政策不确定性

⇒xc(ω)=Mλc(ω)t(ω)-σ[w(ω)/φ(ω)]-σ

（6）

在中国与贸易伙伴国c签署FTA之前，中国出口到c国的产品被征收了较高的关税（tω）。在中国与贸易伙伴国c签署FTA之后，根据FTA合作条款，c国将下调对中国产品的关税税率。对比签署FTA前后，c国对中国产品的关税存在下调的可能性，这表明中国出口产品所承受的贸易政策不确定性将会降低。据此，本文假设贸易政策不确定性服从达到率为γ的泊松过程，γ表示贸易伙伴国调整关税税率的不确定性。

·112·

2020年第1期

（tT+1tT+1(ω)=(1+γ)tT(ω)

定性γ>0，新关税将高于初始关税（tT+1>tT）；③达成优惠政策的情况下不确定性γ<0，新关税将低于初始关税

具体来看，①政策稳定的情况下不确定性γ=0，关税税率会维持原状（tT+1=tT）；②政策动荡的情况下不确

接下来，我们分析出口产品ω在不同阶段的出口期望收益，假设贴现率为β。第一，第T阶段，ω产品的出口期望收益为：

éù

êú

(t)=π(t)+β(1-γ)(t)+γE(t)êT∏T∏T∏T+1ú

êú︸︸

nopolicyshockpolicyshockëû

第二，考虑第T+1阶段，该阶段受到了政策冲击，ω产品的出口期望收益为：ìéùü

ïêúïïï

E∏(tT+1)=Eíπ(tT+1)+βê(1-γ)∏(tT+1)+γE∏(tT+2)úý

ïêúïïï︸︸

nopolicyshockpolicyshockëûþî

（7）

（8）

（9）

第三，结合（8）式和（9）式，计算均衡解：

Eπ(tT)E∏(t)=

βE∏(tT+1)

π(tT)βγ

∏(tT)=1-β(1-γ)+1-β1-β(1-γ)Eπ(tT+1)=0⇒pc(ω)=

（10）

第四，将（10）式代入（8）式，整理得到：

（11）

第五，遵循利润最大化目标，满足∏(tT)=0和π(tT)，意味着Eπ(tT+1)=0

σw(ω)

(1+γ)t(ω)

σ-1φ(ω)-σ

（12）

定性γ的减函数，也是产品质量λc(ω)的增函数。

éw(ω)ù

⇒xc(ω)=Mλc(ω)σ-1ê(1+γ)t(ω)ú（13）

ëφ(ω)û

观察（12）式、（13）式可以发现：价格pc(ω)是贸易政策不确定性γ的增函数，需求量xc(ω)是贸易政策不确

（四）讨论贸易政策不确定性与出口扩张的关系

出口产品扩张主要可以通过出口产品数量和出口产品价值来表示，本文旨在探究贸易政策不确定性对出口产品扩张的影响。当中国与贸易伙伴国签署FTA之后，贸易政策不确定性得到明显的降低。这一现象对中国出口扩张能产生影响吗？是积极的还是消极的影响？我们将对此进行模型推导。

首先，根据pc(ω)和xc(ω)的函数，我们计算出ω产品的出口产品价值vc(ω)：

σMéw(ω)ùvc(ω)=pc(ω)xc(ω)=λc(ω)σ-1ê(1+γ)t(ω)úσ-1ëφ(ω)û

1-σ

（14）

易政策不确定性γ的偏导数：

其次，讨论贸易政策不确定性对出口产品数量的作用关系，我们根据（13）式计算出口产品数量xc(ω)对贸

σ

提高出口产品数量。

∂xc(ω)Mλc(ω)σ-1éφ(ω)ù

=-σ（15）êú<0∂γ(1+γ)σ+1t(ω)σëw(ω)û

∂xc(ω)（15）式中<0表明：出口产品数量与贸易政策不确定性负相关，当贸易政策不确定性下降时，有利于

∂γ·113·

汪亚楠，等：贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应

最后，讨论贸易政策不确定性对出口产品价值的作用关系，我们根据（14）式计算出口产品价值vc(ω)对贸

σ-1

易政策不确定性γ的偏导数：

提升出口产品价值。

∂vc(ω)Mλc(ω)σ-1éφ(ω)ù

=-σ<0（16）êú∂γ(1+γ)σt(ω)σ-1ëw(ω)û

∂vc(ω)（16）式中<0表明：出口产品价值与贸易政策不确定性负相关，当贸易政策不确定性下降时，有利于

∂γ（五）讨论贸易政策不确定性与出口升级的关系

23］14，产品升级通常用产品质量来表诠［6，。紧接着我们根据（13）式来讨论贸易政策不确定性γ与产品质量λ

之间的作用关系。

首先，本文对（13）式在等式两边取对数：

éw(ω)ùlnxc(ω)=lnM+(σ-1)lnλc(ω)-σlnêú-σln(1+γ)-σlnt(ω)

φ(ω)ëû

其次，本文对（17）式进行全微分处理，如下：∂xc(ω)∂λc(ω)∂γé∂w(ω)∂φ(ω)ù

=(σ-1)-σê-(σ>1)ú-σ

xc(ω)λc(ω)w(ω)φ(ω)1+γëû∂xc(ω)σ-1

=xc(ω)>0

∂λc(ω)λc(ω)∂xc(ω)-σ=xc(ω)<0∂γ1+γ（17）（18）（19）（20）

⇒⇒

最后，本文推算贸易政策不确定性γ与出口产品质量λc(ω)的偏导数：∂λc(ω)∂λc(ω)∂xc(ω)λc(ω)σ==<0∂γ∂xc(ω)∂γ1+γ1-σ（21）式中

于提升出口产品质量。

∂λc(ω)<0表明：出口产品质量与贸易政策不确定性负相关，当贸易政策不确定性下降时，有利∂γ（21）

（六）讨论OFDI机制

企业的OFDI行为和OFDI规模容易受到贸易政策不确定性的直接影响，当东道国的贸易政策处于稳定状态时，跨国公司会坚持事先制定的OFDI投资计划；当东道国的贸易政策出现较大的不确定性或波动性时，跨国公司会做出减少OFDI投资的决定；当两国之间缔结了自由贸易协定或投资合作协定后，东道国出台了更多的优惠政策，此时跨国公司会做出追加OFDI投资的决定［2］。由此可见，OFDI与贸易政策不确定性γ之间存在紧密的负相关关系，可以令OFDI与贸易政策不确定性γ的关系满足如下：∂ofdi<0∂γ（22）（23）（24）（25）

首先，本文讨论OFDI对出口产品扩张的作用，以（15）式、（16）式、（22）式为依据：

∂xc(ω)∂xc(ω)∂γOFDI与出口产品数量：=>0

∂ofdi∂γ∂ofdi∂vc(ω)∂xc(ω)∂γOFDI与出口产品价值：=>0

∂ofdi∂γ∂ofdi其次，本文讨论OFDI与出口产品升级的作用，以（21）式、（22）式为依据：∂λc(ω)∂xc(ω)∂γOFDI与出口产品质量：=>0

∂ofdi∂γ∂ofdi·114·

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最后，本文根据上述的推导等式，进一步从理论层面提出相应的研究假说和推论。

假说1：出口产品扩张与贸易政策不确定性负相关，贸易政策不确定性的下降能够促进出口产品扩张。假说2：出口产品升级与贸易政策不确定性负相关，贸易政策不确定性的下降能够促进出口产品升级。推论1：贸易政策不确定性的下降能够通过OFDI机制来促进出口产品扩张。推论2：贸易政策不确定性的下降能够通过OFDI机制来促进出口产品升级。

三、计量设定

（一）计量模型

为进一步厘清贸易政策不确定性的影响机理。本文构建如下计量模型并展开验证：

'expansioniωct=β0+β1tpuiωct+Xctγ+λiωc+ηt+εiωct'upgradingiωct=β0+β1tpuiωct+Xctγ+λiωc+ηt+εiωct

（26）（27）

其中，i、c、t分别为企业、产品、FTA伙伴国、年份；用出口产品数量和出口产ω、expansioniωct为出口产品扩张，

品价值来表示；用出口产品质量来表示；包括建交时间、国土upgradingiωct为出口产品升级，Xct为控制变量集合，面积、人均GDP和贸易条件；时间固定效应、残差项；为了消除量纲的差异，λiωc、ηt、εiωct分别表示个体固定效应、本文对出口产品数量、出口产品价值、出口产品质量均进行标准化处理［24］。

（二）变量说明

1.贸易政策不确定性。用关税不确定性来诠释贸易政策不确定性，可以反映最优关税（关税下限）转变为最

坏关税（关税上限）的可能性［2-4］。具体来看：①在两个经济体缔结FTA之前，两国的贸易遵循WTO规则，贸易产品享受MFN关税待遇，贸易政策不确定性用WTO约束关税和MFN关税来测算；②在两个经济体缔结FTA之后，贸易产品享受FTA条款的特惠关税，贸易政策不确定性用MFN关税和FTA特惠关税来测算。计算公式如下（其中σ的取值区间为［2，4］，通常σ取3）：

σ

ìτmfnï,签订FTA之前ï1-τïboundï

TPU=í（28）σ

ïτpï1-,签订FTA之后ïïτmfnî

2.出口产品扩张。本文采用出口产品数量和出口产品价值来表示出口产品扩张，并对它们进行了标准化

()()处理。

“需求残差法”来测算出口产品质量［23］。（3）式的对数变换形式为lnxc(ω)=lnM+(σ-1)lnλc(ω)-σlnpc(ω)，

lnxiωct-lnxiωct

计算可得qualityiωct=，为了消除量纲的差异，本文对qualityiωct进行了标准化处理［24］。

σ-14.其他变量。第一，OFDI，指中国对FTA伙伴国的对外直接投资存量，取对数，数据来自《中国对外直接投资统计公报》。第二，建交时间，指当年年份减去两国的建交年份，取对数，数据来自中国外交部网站。第三，国件，指FTA伙伴国的进出口物价指数。其中，国土面积、人均GDP、贸易条件等数据均来自世界银行数据库。

（三）数据来源

本文研究的样本区间为2002—2014年。考虑到数据的可得性，由于老挝、冰岛、智利等国家的关税数据缺失，本文最终确定了12个中国FTA伙伴国，包括文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南、巴基斯坦、哥斯达黎加、新西兰等。本文的核心变量来自以下的两套数据：

第一套是2002—2014年中国海关进出口数据库，细化到“年份-出口国-企业-产品”四维层面，具体的处理过程如下：剔除有缺失的样本，包括缺企业名称、缺出口国、缺产品名称等情况；剔除每笔交易总额小于50美元的样本和每笔交易数量小于1的样本；剔除贸易中间商的样本，在公司名称中出现“贸易”“进出口”“物流”“商贸”“科贸”“工贸”“经贸”等字样；根据Rauch的研究，剔除农产品、资源品等同质产品［25］；先将海关编码统一为土面积，指FTA伙伴国的国土面积，取对数。第四，人均GDP，指FTA伙伴国的人均GDP，取对数。第五，贸易条

3.出口产品升级。现有文献大多采用出口产品质量来表诠出口产品升级，因此本文参考Khandelwal等的

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汪亚楠，等：贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应

HS2002口径，再将HS2002转换为ISIC（Rev.3），然后将ISIC（Rev.3）转换为中国国民经济行业分类（GB/T2002），本文仅保留了制造业样本。

第二套是关税数据，来自WITS数据库和WTO关税库，本文收集了2002—2014年间12个FTA国对中国HS6位出口产品的关税税率，用于测算贸易政策不确定性，包含约束关税（BND）、最惠国关税（MFN）、优惠关税（PRF）和实际应用关税（AHS）。考虑到有些关税税率没有约束上限，本文参考Alberto等的做法，用3倍的实际关税来填补［26］。

四、实证分析与讨论

（一）基准估计结果

本文使用了2002—2014年的出口产品面板数据，同时控制了产品、年份、FTA国的固定效应，用来检验假说1和假说2，下表1汇报了基准回归结果。首先，本文分析贸易政策不确定性对出口产品扩张的影响，第1至第3列中贸易政策不确定性对出口产品数量的拟合系数均在1%水平上显著地为负，第4至第6列中贸易政策不确

表1检验贸易政策不确定性的影响效应：基准回归定性对出口产品价值的拟合系数也都在1%水平上显著地为负值，第1列至第6列的回归结果表明，出口产品扩张与贸易政策不确定性之间存在显著的负相关关系，贸易政策不确定性的下降能够显著地促进我国出口产品扩张，假说1得以验证。其次，分析贸易政策不确定性对出口产品升级的影响，第7列至第9列中贸易政策不确定性对出口产品质量的拟合系数也都

显著地为负值，通过了1%水平的显著性检验，这说明，出口产品升级与贸易政策不确定性之间也存在着显著的负相关关系，贸易政策不确定性下降能够显著地促进我国出口产品升级，假说2也得到了验证。

（二）考虑异质性因素

首先考虑不同的所有制，我们区分了本土企业、外资企业两大样本，第1列、第3列、第5列是本土企业样本的实证结果，第2列、第4列、第6列是外资企业样本的实证结果，贸易政策不确定性对出口扩张和出口升级的拟合系数均显著地为负值，意味无论是本土企业还是外资企业，贸易政策不确定性下降对两者的出口扩张和出口升级均发挥了促进作用。假说1、假说2在不同的所有制样本中成立。其次考虑不同的技术水平，我们根据Lall

表2检验贸易政策不确定性的影响效应：异质性视角

不同所有制

出口产品数量出口产品价值本土企业外资企业本土企业外资企业-0.004***-0.007***-0.006***-0.013***（-3.18）（-3.47）（-5.98）（-8.33）-0.009***0.003*-0.003***-0.002（-7.11）（1.94）（-3.08）（-1.59）0.667***0.420***0.368***0.015（17.43）（8.65）（12.41）（0.38）-0.013***-0.079***-0.024***-0.015***（-5.32）（-21.02）（-12.96）（-4.97）0.042***0.041***0.029***0.027***（15.27）（9.98）（13.88）（7.99）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制1，334，049920，0061，334，056920，0820.0600.0630.0630.040111.6134.499.7026.27不同技术水平

出口产品质量出口产品数量出口产品价值出口产品质量出口产品数量本土企业外资企业低技术中高技术低技术中高技术低技术中高技术劳动密集资本密集-0.035***-0.026***-0.004**-0.003***-0.011***-0.002***-0.025***-0.025***-0.006***-0.006***（-21.43）（-11.68）（-2.32）（-4.79）（-8.32）（-3.01）（-12.01）（-19.23）（-3.96）（-5.34）0.009***-0.008***-0.006***-0.002*-0.006***0.002***0.0030.000-0.007***-0.001（5.93）（-4.39）（-4.02）（-1.73）（-5.59）（2.79）（1.47）（0.02）（-4.70）（-0.84）-0.489***0.428***0.685***0.801***0.110***0.385***-0.748***-0.348***0.667***0.811***（-10.41）（7.91）（16.57）（26.99）（3.37）（16.22）（-13.89）（-9.14）（16.07）（26.62）0.0010.088***-0.033***-0.017***-0.011***-0.022***0.043***0.007***-0.037***-0.015***（0.29）（21.03）（-11.48）（-8.55）（-4.82）（-14.12）（11.57）（2.83）（-13.11）（-7.54）0.003-0.022***0.042***0.039***0.057***0.024***0.0060.011***0.042***0.040***（0.76）（-4.74）（12.32）（18.03）（20.95）（13.52）（1.35）（3.85）（12.29）（17.93）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制1，334，164920，100900，9892，498，037901，0252，498，118901，0252，498，248933，9362，377，0500.0190.0390.0600.0600.0550.0520.0340.0150.0600.060132.7117.7119.2224.9102.7137.1111.9104.8126.1217.5不同要素禀赋

出口产品价值出口产品质量劳动密集资本密集劳动密集资本密集-0.013***-0.002*-0.024***-0.023***（-9.95）（-1.92）（-11.57）（-16.98）-0.006***0.003***0.003*0.000（-5.72）（3.60）（1.88）（0.26）0.089***0.385***-0.745***-0.331***（2.74）（15.74）（-14.08）（-8.46）-0.015***-0.021***0.042***0.007***（-6.58）（-12.92）（11.51）（2.66）0.054***0.023***0.008*0.008***（20.26）（12.92）（1.86）（2.71）控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制933，9812，377，122933，9812，377，2520.0550.0510.0350.014102.4126.2112.583.69出口产品数量出口产品价值出口产品质量

贸易政策-0.009-0.008-0.007-0.013-0.010-0.009-0.044-0.033-0.028***不确定性（-8.29）（-9.52）（-10.64）（-14.54）（-15.55）（-16.43）（-30.49）（-30.59）（-30.49）建交时间-0.003***-0.003***-0.003***-0.001-0.001-0.001-0.001-0.001-0.001

************************σ=2σ=3σ=4σ=2σ=3σ=4σ=2σ=3σ=4

（-3.56）（-3.72）（-3.86）（-1.38）（-1.51）（-1.60）（-0.70）（-0.69）（-0.63）0.750***

0.750***

0.749***

0.318***

0.316***

0.314***

-0.464***0.021***0.007***

-0.474***0.021***0.006***

-0.485***0.021***0.006**

国土面积

人均GDP-0.026***贸易条件

0.045***

（31.15）（31.18）（31.18）（16.60）（16.53）（16.43）（-14.97）（-15.32）（-15.68）

-0.026***0.045***

-0.026***0.046***

-0.019***0.034***

-0.019***0.034***

-0.019***0.034***

（-16.45）（-16.41）（-16.37）（-14.92）（-14.89）（-14.86）（10.51）（10.49）（10.47）（24.59）（24.78）（24.92）（23.22）（23.31）（23.36）

（2.95）

（2.70）

（2.42）

2位产品控制控制控制控制控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制控制控制控制控制FTA国控制控制控制控制控制控制控制控制控制观测值3，399，0263，399，0263，399，0263，399，1433，399，1433，399，1433，399，2733，399，2733，399，273

2R0.0580.0580.0580.0510.0510.0510.0170.0170.017F值367.8372.2376.7213.5219.5225.1284.3285.5284.4注：（）括号内为t统计量，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。以下各表同此注。

贸易政策不确定性建交时间国土面积人均GDP贸易条件2位产品年份FTA国观测值R2F值·116·

2020年第1期

工具变量回归的研究区分了低技术出口品、中高技术出口品两大样本［27］。表3检验贸易政策不确定性的影响效应：

出口产品数量出口产品价值出口产品质量第7列、第9列、第11列是低技术品样本的实证结果，第8列、

贸易政策-0.010***-0.011***-0.035***

第10列、第12列是中高技术品样本的实证结果，可以看出，贸不确定性（-10.55）（-13.66）（-27.04）

建交时间-0.002**-0.001**-0.002*

易政策不确定性对出口扩张和出口升级的拟合系数均显著为

（-2.06）（-2.06）（-1.78）

******负，这说明无论是低技术品还是中高技术品，贸易政策不确定国土面积0.7460.289-0.910***（25.74）（12.56）（-23.97）性下降均有利于促进两者的出口扩张和出口升级。在不同的******

人均GDP-0.023-0.0120.023***

技术水平样本中假说1、假说2也成立。最后考虑不同的要素（-12.43）（-8.30）（9.58）

******

贸易条件0.0500.0290.005*禀赋，我们区分了劳动密集型出口产品、资本密集型出口产品

（23.42）（17.02）（1.74）

两大样本。第13列、第15列、第17列是劳动密集型出口样本2位产品控制控制控制

年份控制控制控制的实证结果，第14列、第16列、第18列是资本密集型出口样

FTA国控制控制控制观测值3，115，4943，115，5703，115，632本的实证结果，可以观察到，贸易政策不确定性对出口扩张和

R20.0530.0460.018

出口升级的拟合系数均为负值，且通过了1%水平的显著性检AndersonLM2.381e+062.381e+062.381e+06

［0.000］［0.000］［0.000］验，这反映出无论是劳动密集型产品还是资本密集型产品，贸

Cragg-DonaldWald5.052e+065.053e+065.053e+06

易政策不确定性下降均有助于促进两者的出口扩张和出口升Sargan［0.215］［0.253］［0.196］

F值274.7117.1334.6级，贸易政策不确定性对劳动密集型产品的影响效应略大一

注：［］括号内为p统计量，下表同此注。

些。在不同要素禀赋的样本中假说1、假说2同样成立。

（三）考虑内生性问题在工具变量的选择上，最常见的做法是选择解释变量的滞后项，按照这个思路，本文选择了贸易政策不确定性的滞后一期作为工具变量。除此之外，由于FTA是各国政府经过多次国际经贸洽谈的结果，不容易受到其他因素的干扰，可以视为一个严格外生的变量，再加上FTA能够显著地降低贸易政策不确定性，却与其他控制变量不相关，由此可见，FTA符合工具变量的选择条件，于是本文选择将FTA虚拟变量作为另一个工具变量。

表3汇报了工具变量的估计结果。首先本文进行“工具变量不可识别”检验，AndersonLM统计量所对应的p值均为0，显著地拒绝了“工具变量不可识别”的原假设，说明这两个工具变量是可识别的；其次进行“弱工具变量”检验，Cragg-DonaldWard统计量均远远大于10，有力地拒绝了“弱工具变量”的原假设，说明这两个工具变量不是弱工具变量；最后进行“工具变量过度识别”检验，Sargan统计量对应的p值均大于0.1，接受了“工具变量不存在过度识别”的原假设。综上论证，本文所选择的工具变量是有效的。然后进一步观察贸易政策不确定性的拟合系数，第1至第2列中贸易政策不确定

性对出口扩张的拟合系数显著地为负，第3列中贸易政策不确定性对出口升级的拟合

表4检验贸易政策不确定性的影响效应：OFDI机制

出口产品数量无IV

有IV

******出口产品价值无IV

有IV

******出口产品质量无IV

有IV

***系数也显著为负，与本文的预期保持一致。贸易政策不确定性由此可见，在工具变量回归中假说1、假说2依然成立。

（四）OFDI机制是否成立

关于OFDI与出口之间的关系存在两派观点：替代论和促进论。早期发达国家的跨国企业因具有核心竞争力而担心技术外溢，它们更倾向于选择出口，这很符合“替代论”

［28-29］

*对数OFDI

建交时间国土面积人均GDP贸易条件2位产品年份FTA国观测值R2

-0.001-0.012-0.001-0.033-0.004-0.052***（-13.11）（-7.02）（-19.79）（-24.10）（-37.45）（-23.07）0.013***0.040***0.017***0.099***0.013***0.140***（5.80）0.592***

（7.80）（1.29）0.110

（9.59）0.125***

（24.18）-1.318***0.007***

-1.072***0.037***0.000（4.56）

（20.91）-3.298***0.052***

（17.27）-0.026***0.045

***

（-15.29）（-7.50）（-8.62）（22.86）

（8.44）0.030

***

-0.015***-0.012***0.029

***

（4.55）（-19.32）（-23.98）（-29.36）

（4.38）

***

（18.46）（-9.02）

-0.026

（17.01）（19.32）（0.12）（-16.96）

-0.080***

，此后，由于发达国家工会的严格保

护，使得劳动力成本过高，跨国公司为了控制成本，纷纷将生产环节转移到中国、越南、泰国等发展中国家，这逐渐符合了“促进

［30-31］

论”。发展中国家生产技术低下、研发

AndersonLMCragg-DonaldWald

SarganF值控制控制控制控制控制控制

控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制3，275，6983，090，6413，275，7983，090，7163，275，9213，090，7780.0540.0530.0470.0440.0170.017

［0.000］［0.363］247.7123070227991

［0.000］［0.291］231.6123087228020

［0.000］［0.405］452.8123089228023

能力薄弱，它们更重视在OFDI过程中的技术学习效应和模仿效应，从而带动国内的出

319.3201.7499.6·117·

汪亚楠，等：贸易政策不确定性与中国产品出口的数量、质量效应

［32-33］口，这符合“促进论”。另外，OFDI对出口产品升级也发挥了促进作用，国外学者认为中国进行OFDI是导致中国出口产品升级的重要诱因［34］，国内学者发现近年来中国大力实施OFDI战略，显著地提升了我国的出口产品质量［35-36］。于是我们选择OFDI作为贸易政策不确定性的影响机制。

为了验证推论1和推论2，表4实证检验了OFDI的机制效应，第1、第3、第5列为基准回归，第2、第4、第6列为工具变量回归。首先本文分析出口扩张，第1至第4列中贸易政策不确定性与OFDI交互项的拟合系数均在1%水平上显著地为负，OFDI机制项与出口产品扩张之间存在显著的负相关关系，这说明贸易政策不确定性下降能够OFDI机制来促进出口产品扩张，推论1得以印证；其次分析出口升级，第5至第6列中贸易政策不确定性与OFDI交互项的拟合系数也都在1%水平上显著为负，OFDI机制项与出口产品升级之间也存在着明显的负相关关系，这表明贸易政策不确定性下降能够通过OFDI机制来促进出口产品升级，推论2得以证明。

五、结论与启示

本文立足于中国签署自由贸易协定的政策背景，试图从贸易政策不确定性这一新视角来解释出口扩张和出口升级，通过假设贸易政策不确定性服从到达率为γ的泊松随机过程，将贸易政策不确定性引入质量异质性企业模型框架中，推理出贸易政策不确定性对出口扩张及出口升级的关系等式，以及论证了选择OFDI作为作用机制的合理性。有鉴于此，本文采用了2002—2014年高度精细化的微观企业数据实证评估了贸易政策不确定性的影响效应及OFDI的机制效应，我们采用了基准回归、考虑异质性因素、考虑内生性问题等诸多的检验方法，得到本文的假说和推论均显著地成立。本文研究发现：贸易政策不确定性的下降有利于促进出口扩张和出口升级，OFDI是发挥贸易政策不确定性效应的重要作用机制。

本文可以引申出若干的政策建议。首先，加快签署自由贸易协定举措是中国应对当前“逆全球化”国际局势的重要对策，缔结自由贸易协定显著地降低了出口产品的贸易政策不确定性及非关税壁垒。但在实践过程中，仍然存在一定的完善空间：在合作伙伴方面，中国理应加快布局与大型发达经济体洽谈自由贸易协定，诸如G8集团、G20集团等；在合作条款方面，中国理应加快服务贸易合作条款的谈判，诸如金融业、银行业等，为人民币国际化进程做好充足的准备。其次，有关部门应继续推进境外直接投资策略，促进国际的投资合作。对外直接投资主要包括“企业走出去”和“资本走出去”两大类，“企业走出去”对应的是“贸易强国”目标，为建设“贸易强国”培育出更多的世界百强企业；而“资本走出去”对应的是“一带一路战略”，主要通过承接“一带一路”国家的基建工程，来化解国内的过剩产能，提升经济增长质量。

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［责任编辑：杨志辉］

QuantityandQualityEffectsofTradePolicyUncertaintyonChina’s

ProductExport:BasedonFreeTradeAgreementBackground

WANGYanan1，WANGHaicheng2，SUHui3

（1.SchoolofEconomicsandCommerce，SouthChinaUniversityofTechnology，Guangzhou510006，China；2.InstituteofIn-dustrialEconomicsandTechnologicalEconomics，AcademyofChinaMacroeconomics，Beijing100038，China；3.SchoolofIn-ternationalEconomicsandTrade，ShanghaiUniversityofForeignTradeandEconomics，Shanghai201620，China）Abstract：Underthebackgroundoffreetradeagreement，weanalyzehowtradepolicyuncertainty（TPU）affectsChina’sexportexpansionandexportupgrading.Weintroducetradepolicyuncertaintyintoqualityheterogeneousmodelanddeducetherelatedhypotheses.InordertoexploreTPU’seffects，weapplymicroChinesefirmleveldatafrom2002to2014.Wefindthatthereduc-tionofTPUcanpromoteexportexpansionandexportupgrading，mainlythroughOFDIchannel.FTAisChinesegovernment’ssolutiontothereverseglobalizationwave.TPUisanewperspectivetoexplainexportexpansionandexportupgrading.Keywords：tradepolicyuncertainty；freetradeagreement；exportexpansion；exportupgrading；tradeagreement

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