楊 勇,朱銀晨,張曉婷,張 彬

一、引 言

自20世紀90年代以來,經(jīng)濟全球化進程加速,各國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟日益融合。長期來看,這迅猛擴張了全球貿(mào)易總量,但短期而言,也加劇了貿(mào)易環(huán)境的不確定性和波動性。世界市場的動態(tài)變化將會通過各國之間建立起的國際貿(mào)易和投資渠道影響到相關國家的實際經(jīng)濟[1]。一國的經(jīng)濟貿(mào)易越來越受到全球性突發(fā)事件的影響,如1990年代互聯(lián)網(wǎng)泡沫、1998年亞洲金融危機等不確定性事件都對全球經(jīng)濟貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的負面影響。

2008年全球金融危機的爆發(fā)使人們開始關注不確定性對經(jīng)濟的負面作用。此后,各國政府頻頻出手干預經(jīng)濟,積極出臺各項經(jīng)濟政策以促進本國經(jīng)濟盡快復蘇和增長。然而,在經(jīng)濟全球化時代,各國經(jīng)濟間的相互依賴性增強,一國經(jīng)濟政策的不確定性會迅速沖擊其他國家,極大地削弱經(jīng)濟系統(tǒng)自身的穩(wěn)定性。這種不確定性的加強會對宏觀經(jīng)濟造成重大的負向影響,IMF、OECD等國際經(jīng)濟組織都認為不確定性延緩了金融危機后全球經(jīng)濟的復蘇。根據(jù)Baker等[2]構建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(Economic Policy Uncertainty,下稱EPU)顯示,在歐洲主權債務危機、英國脫歐、歐洲難民危機、特朗普當選、巴西和韓國政治動蕩等諸多“黑天鵝事件”后,2017年全球的經(jīng)濟政策不確定性猛增。當前,受中美貿(mào)易戰(zhàn)、美伊問題、新冠肺炎疫情等事件的影響,全球經(jīng)濟政策不確定性持續(xù)上升。不確定性已然成為影響當前全球經(jīng)濟復蘇的重要因素,對經(jīng)濟貿(mào)易的負面影響引發(fā)了各國政府及學術界的擔憂。

近年來,中國出口貿(mào)易的增長明顯減緩,2015年、2016年更是出現(xiàn)了金融危機后罕見的負增長。究其原因,除了金融危機后各國經(jīng)濟尚未完全復蘇導致外需不振之外,政策不穩(wěn)定性上升也是導致全球世界貿(mào)易下滑的一個重要因素。國內(nèi)許多學者,如劉洪鐸等[3]、劉慧等[4]也先后利用EPU指數(shù)證實了外部經(jīng)濟政策不確定性對我國出口貿(mào)易的負面影響。

當前,全球范圍內(nèi)貿(mào)易保護主義傾向日益凸顯,地緣政治矛盾加劇,國際政治形勢復雜多變,全球化發(fā)展的失衡導致“逆全球化”浪潮涌動,這些都說明全球經(jīng)濟發(fā)展中存在較高的不確定性,進而導致全球貿(mào)易環(huán)境惡化。除此之外,近年來中國對外貿(mào)易頻頻受到美國的打壓。2018年,美國政府對中國發(fā)動貿(mào)易戰(zhàn),征稅商品規(guī)模不斷增加,中美貿(mào)易沖突激化。中美貿(mào)易戰(zhàn)并不僅是經(jīng)濟糾紛,實質上是美國遏制中國的一種戰(zhàn)略手段。可以預見,伴隨著中國作為新興大國的全面崛起,在未來相當長的一段時間內(nèi),中美之間的戰(zhàn)略博弈必然會給中國出口貿(mào)易發(fā)展帶來很大的不確定性。更重要的是,新冠肺炎疫情對全球經(jīng)濟產(chǎn)生巨大的沖擊,超過200個國家出現(xiàn)疫情,累計確診人數(shù)已經(jīng)超過1 000萬,多國醫(yī)療系統(tǒng)崩潰,這勢必會給各國的經(jīng)濟政策帶來更大的不確定性。從國內(nèi)來看,當前中國經(jīng)濟結構調(diào)整、供給側改革工作尚未完成,亟需通過“穩(wěn)外貿(mào)”來保障中國“新常態(tài)”經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。因此,在目前嚴峻復雜的國際政治經(jīng)濟形勢和新冠肺炎疫情沖擊的背景下,開展外部經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易影響的研究具有十分重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論建立在經(jīng)濟環(huán)境確定性的假定基礎之上。因此,不確定性理論對傳統(tǒng)國際貿(mào)易理論造成了很大的沖擊。早在20世紀70年代,國際貿(mào)易領域就開始了關于不確定性的研究[5],并注意到國際貿(mào)易活動中廣泛存在的不確定性,如價格的不確定性[6]、偏好的不確定性[7]、技術的不確定性[8]、貿(mào)易條件的不確定性[9]等。早期的研究側重理論分析,將不確定性設定為經(jīng)濟遭受外生沖擊后可能發(fā)生的所有狀態(tài)變化[10],并納入到傳統(tǒng)的國際貿(mào)易模型中,以考察不確定性條件下國際貿(mào)易活動與確定性條件下的異同。陳紹儉等[11]認為,目的地經(jīng)濟政策不確定性的增強會顯著降低中國產(chǎn)品出口價值量,在投資環(huán)境、社會環(huán)境、政府穩(wěn)定性、行政效率和法律秩序相對不好的地區(qū),其經(jīng)濟政策不確定性增加導致中國產(chǎn)品出口價值量大幅減少。Ghironi等[12]認為,由于出口市場進入成本,出口企業(yè)會根據(jù)未來市場條件的預期來制定出口決策;并從微觀視角將不確定性的概念進一步拓展為出口企業(yè)遭受生產(chǎn)率或出口成本沖擊時退出出口市場的可能性。張兵兵等[13]發(fā)現(xiàn),目的國經(jīng)濟政策不確定性的上升會對企業(yè)出口單一產(chǎn)品的數(shù)量產(chǎn)生顯著的抑制效應,即經(jīng)濟政策不確定性會明顯降低企業(yè)出口單一產(chǎn)品的數(shù)量。

伴隨著全球化進程的推進,世界各國經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密,學術界發(fā)現(xiàn)許多重大不確定事件,諸如古巴導彈危機、歐佩克石油價格沖擊、90年代互聯(lián)網(wǎng)泡沫以及9·11恐怖襲擊等,都會對經(jīng)濟和貿(mào)易產(chǎn)生強烈的負面影響。特別是出口導向型的經(jīng)濟體,經(jīng)濟增長更容易受到世界市場及其貿(mào)易伙伴的不可預測性和不確定性的影響[14]。顯然,在量化不確定性帶來的風險時,統(tǒng)一、明確的不確定性衡量標準必不可少。Bloom[15]開創(chuàng)性地利用股票市場價格波動衡量宏觀經(jīng)濟中的不確定性,并指出不確定性會干擾人們對未來的預期,并影響他們當下的行為。在不確定性較高時,微觀主體會更傾向于保守,企業(yè)會減少或延遲投資,消費者則會降低消費支出。Novy等[16]將國際貿(mào)易模式與Bloom[15]構建的不確定性衡量標準相結合,構建一個開放經(jīng)濟條件下的一般均衡模型,發(fā)現(xiàn)衰退時不確定性迅速上升使得出口企業(yè)開始“觀望”,并減少中間投入品的庫存量,以及削減固定成本更高的國外訂單,從而導致了國際貿(mào)易較國內(nèi)的經(jīng)濟活動更為波動,即不確定性沖擊放大了國際貿(mào)易對于經(jīng)濟衰退的反應。

除了經(jīng)濟不確定性外,國際貿(mào)易活動也會受到經(jīng)濟政策不確定性的影響。經(jīng)濟政策的制定和實施要保持連續(xù)性,左右搖擺的經(jīng)濟政策必然會給經(jīng)濟運行帶來損失。此外,經(jīng)濟政策的制定和實施還要有一定的“彈性”,一旦情況發(fā)生變化,必須對經(jīng)濟政策作相應的調(diào)整。對外貿(mào)易面對的是廣闊的國際市場,需要承受匯兌風險、政治風險、信用風險等更多的風險因素。貿(mào)易國的經(jīng)濟政策的穩(wěn)定性在一定程度上會反映出一國貿(mào)易環(huán)境的穩(wěn)定性,影響貿(mào)易參與者對預期風險與收益的預判,其中貿(mào)易政策對國際貿(mào)易活動的影響最為直接。研究表明,貿(mào)易政策不確定性會給貿(mào)易活動帶來額外的固定成本,從而使得廠商在做出口決策時變得更加謹慎,推遲進入新的市場,同時也削弱了他們對關稅降低的反應[16][17];而貿(mào)易政策不確定性的降低則可以顯著地減少企業(yè)的出口成本,提高生產(chǎn)率,促進出口企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新[18][19]。然而,與貿(mào)易政策相關的不確定性在總體政策不確定性中所占份額很小[2]。出口商不僅應對與貿(mào)易直接相關的不確定性,還要應對國外市場更普遍的不確定性[20]。除貿(mào)易政策外,其他經(jīng)濟政策也會對國際貿(mào)易產(chǎn)生影響,如稅收制度、貿(mào)易政策和環(huán)境政策的不確定性都會對管理決策,特別是設備投資和海外活動產(chǎn)生影響[21]。

為了衡量經(jīng)濟不確定性與政策不確定性對經(jīng)濟造成的影響,Baker等[22]依據(jù)一國主流新聞媒體信息,通過搜索“政策”、“不確定性”、“經(jīng)濟”等關鍵詞篩選出與經(jīng)濟政策不確定性相關的新聞報道,經(jīng)統(tǒng)計處理后編制出經(jīng)濟政策不確定性(EPU)的月度指數(shù)。Gulen等[23]認為,EPU指數(shù)反映了包含貨幣政策、財政政策、稅收政策等國家層面的宏觀經(jīng)濟政策的總體不確定性。同時,該指數(shù)運用文本分析方法能夠識別出新聞報道中與經(jīng)濟政策有關的信息,涵蓋了一國主流媒體對經(jīng)濟政策的分析及預期,更準確地衡量經(jīng)濟政策不確定性[24]。Greenland等[20]運用該指數(shù)研究十五個經(jīng)濟大國的經(jīng)濟政策不確定性如何影響這些經(jīng)濟體的貿(mào)易流量,研究發(fā)現(xiàn)目標市場的高度不確定性會顯著降低出口國對這些市場的出口貿(mào)易。世界銀行2017年指出,發(fā)達國家政策不確定性與2016年全球貿(mào)易增長緩慢之間存在聯(lián)系,成為抑制貿(mào)易活動的重要原因。魏友岳等[25]將中國的出口增長分解為擴展邊際和集約邊際,考察了經(jīng)濟政策不確定性對這二者的影響,研究表明經(jīng)濟政策不確定性對前者存在顯著的抑制作用,但對后者的影響則不確定。劉洪鐸等[3]在EPU月度指數(shù)的基礎上構造了年度指數(shù),發(fā)現(xiàn)目標市場的經(jīng)濟政策不確定性對出口國的出口動態(tài)有嚴重的抑制作用。

以上文獻主要是利用Baker等[2]構建的EPU指數(shù)來考察經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的負面影響,但經(jīng)濟政策不確定性對貿(mào)易流量的影響機制分析仍需要進一步深入。因此,本文將從經(jīng)濟政策不確定性出發(fā),研究其對中國出口貿(mào)易的負面影響,并引入貿(mào)易成本、FTA協(xié)議等變量,進一步考察經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的影響機制。

三、模型與數(shù)據(jù)

(一)模型設定

1.基準模型。為考察目的國經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的影響,本文根據(jù)Greenland等[20]的研究,在引力模型中引入經(jīng)濟政策不確定性變量。同時,貿(mào)易行為的擴張會導致貿(mào)易波動和相關風險加劇[14],貿(mào)易開放度的提高也會放大外部不確定性對國內(nèi)經(jīng)濟的影響[26]。因此,本文在基礎模型中引入貿(mào)易開放度(Open),并根據(jù)之前研究進一步控制雙邊匯率。為了排除不隨時間和截面-行業(yè)變化的遺漏變量對實證結果的干擾,本文將基礎模型設定為目的國截面-行業(yè)與時間雙向固定效應模型,基準計量模型如下：

(1)式中,i表示中國,j表示他國,t表示時間。lnexportjkt代表第t期中國k行業(yè)對j國的出口額;lnepujt代表j國第t期EPU指數(shù)的對數(shù)值,考慮到經(jīng)濟政策不確定性對出口影響具有滯后性,故本文采用其一階滯后變量;lngdpjt代表j國第t期的GDP;lngdpit代表中國第t期的GDP;lnreerjt代表第t期j國與中國的雙邊實際匯率;openjkt－1為j國k行業(yè)第t－1期的貿(mào)易開放度,考慮到貿(mào)易開放度與貿(mào)易量之間可能的反向因果關聯(lián)導致的內(nèi)生性偏誤,貿(mào)易開放度采用滯后一期值;λjk代表目的國-行業(yè)固定效應,控制國家-行業(yè)層面的固定而不可觀測因素的影響;κt為時間固定效應;εjt為服從0均值同方差獨立同分布的隨機誤差項。

2.影響機制。貿(mào)易成本是廠商進行出口決策時需要考慮的重要因素。不確定性在經(jīng)濟衰退時會迅速上升并使得廠商對出口決策更加謹慎,而當出口貿(mào)易成本較高時,廠商則會延遲進入國外市場,推遲其出口計劃[16]。據(jù)此,本文預計出口貿(mào)易成本與經(jīng)濟政策不確定性之間可能存在交互影響,故將出口貿(mào)易成本(tdcost)及其與經(jīng)濟政策不確定性的交互項tdcost×epu納入理論模型中,考察貿(mào)易成本是否增強經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的抑制作用,得到模型(2)。

(2)式中：tdcostjt為t期中國出口到j國的貿(mào)易成本,tdcost×epu是出口貿(mào)易成本tdcostjt與外部經(jīng)濟政策不確定性lnepujt的交互項。

另一方面,隨著“FTA戰(zhàn)略”的穩(wěn)步推進,中國已經(jīng)先后與包括東盟、澳大利亞、新西蘭、韓國、瑞士、智利等重要貿(mào)易伙伴在內(nèi)的25個經(jīng)濟體簽署了17個FTA。事實上,FTA協(xié)議已成為中國貿(mào)易自由化進程中不可或缺的重要力量,截止到2019年,FTA協(xié)議覆蓋的中國對外貿(mào)易額已經(jīng)占中國進出口總額的30%以上。區(qū)域貿(mào)易協(xié)定將雙邊貿(mào)易關系制度化,降低出口廠商的出口成本,并有助于建立穩(wěn)定的供應鏈聯(lián)系,這都將平抑貿(mào)易伙伴方經(jīng)濟政策不確定性波動對貿(mào)易流量的干擾[36]。因此,本文將中國與貿(mào)易對象國的自由貿(mào)易協(xié)定關系作為虛擬變量(ftajkt)加入基準模型,并設置其與經(jīng)濟政策不確定性的交互項fta×epu,考察中國與貿(mào)易伙伴國的FTA關系是否會通過經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易產(chǎn)生作用,得到模型(3)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

由于不確定性對長期增長的影響不顯著[27],以及模型中的EPU變量是Baker等[2]構建的指數(shù),并不具有時間趨勢,是一列波動值。因此,本文采用HP濾波法剔除出口、GDP等變量的長期趨勢項,只考察經(jīng)濟政策不確性對出口貿(mào)易波動項的影響。相關的變量說明如下：

1.中國出口(lnexportjkt)：為HS02分類下歷年中國k行業(yè)對j國的出口貿(mào)易額,使用HP濾波法得到的波動項。原始數(shù)據(jù)來源于WIND金融終端EDBC中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。

2.經(jīng)濟政策不確定性(lnepujt)：出口目的國的經(jīng)濟政策不確定性,采用前文中提及的EPU指數(shù)來衡量。考慮到經(jīng)濟政策不確定性對出口影響具有滯后性,本文中EPU變量及其有關交互項皆使用一階滯后變量。鑒于EPU指數(shù)為月度頻率指數(shù),為使其與其他年度指標相匹配,本文使用算術平均法將其轉換成年度EPU指數(shù),為使數(shù)據(jù)平滑,模型中采用年度指數(shù)的對數(shù)值。具體的計算公式如下：

3.貿(mào)易成本(tdcostjt)：為中國對j國出口貿(mào)易成本的波動項。由于涉及環(huán)節(jié)眾多,相關數(shù)據(jù)難以獲取,貿(mào)易成本很難由直接測算得出。因此,本文借鑒Novy[28]改良的間接測度法,衡量中國與出口目的國關稅當量的出口貿(mào)易成本,具體的計算公式如下：

上式中i、j分布代表中國及出口目的國,TCij表示中國與目的國間關稅當量的出口貿(mào)易成本,EXij、EXji、EXii、EXjj分別表示中國對目的國的出口額、目的國對中國的出口額、中國的出口總額及目的國的出口總額。上式中中國與他國間的貿(mào)易數(shù)據(jù)出自聯(lián)合國貿(mào)易商品統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UN Comtrade Database),各國GDP及出口總額來自世界銀行世界發(fā)展指數(shù)(WDI)數(shù)據(jù)庫。ρ表示產(chǎn)品替代彈性,參考大多數(shù)文獻的做法,將其值設定為8。

4.貿(mào)易開放度(openikt)：代表中國k行業(yè)的開放度。參考大多數(shù)文獻的做法,貿(mào)易開放度由中國k行業(yè)進出口貿(mào)易總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比重來衡量[29]。上述數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

5.雙邊經(jīng)濟規(guī)模(lngdpjt、lngdpit)：使用各國當年實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的波動項表示,原始數(shù)據(jù)來自WDI數(shù)據(jù)庫。

6.雙邊實際匯率(lnreerjt)：他國貨幣對人民幣實際匯率的波動項。具體的計算公式為reerjt＝exchrjt×CPIjt/CPIit,其中reerjt為j國貨幣對人民幣的真實匯率,exchrjt為名義匯率,CPIjt和CPIit分別為j國和中國的當期CPI水平。上述數(shù)據(jù)來源于WDI數(shù)據(jù)庫。

7.自由貿(mào)易協(xié)定(ftajkt)：j國的k行業(yè)第t期是否與中國存在達成的自由貿(mào)易協(xié)定的虛擬變量,若存在則ftajkt值為1,否則為0。數(shù)據(jù)來源于中國自由貿(mào)易區(qū)數(shù)據(jù)服務網(wǎng)。

考慮到經(jīng)濟不確定性數(shù)據(jù)的可得性以及樣本期內(nèi)中國的主要貿(mào)易伙伴,本文選取中國對美國、英國、法國、德國、俄羅斯、新加坡、日本、韓國、印度、澳大利亞、加拿大、巴西等21個出口目的國HS02分類下2003—2016年的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)作為研究樣本,其中中國對韓國、印度及新加坡2003—2007年的HS02分類的出口數(shù)據(jù)缺失,故本文的樣本數(shù)據(jù)為非平衡面板。

(三)描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)樣本國家包括印度、日本、韓國、新加坡、英國、德國、法國、俄羅斯、巴西、加拿大、美國等21國。在樣本期內(nèi),中國向這些國家的出口額對中國當年出口總額的占比雖然呈逐年降低趨勢,但是在2016也依然保持在50%以上,因此本文的樣本國家選擇具有代表性。表1對模型中所使用的變量進行了描述性統(tǒng)計,結果如下：

表1列出了模型中各變量的描述性統(tǒng)情況,從結果看,樣本容量為2 907個觀測值,樣本容量充足,核心解釋變量經(jīng)濟政策不確定性lnepujt－1的均值為4.801 8,標準差為0.382 5,樣本期內(nèi)的呈現(xiàn)出一定的波動性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證過程及結果分析

本文使用固定效應模型考察前文中的計量模型(1)－(3),為消除序列相關和異方差問題引起的誤差,本文所有的回歸模型均采用國家層面的聚類穩(wěn)健標準誤進行回歸,具體實證結果如下。

(一)經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的影響

本文以中國行業(yè)出口貿(mào)易流量作為被解釋變量,以各出口目的國的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)作為解釋變量,將雙邊經(jīng)濟規(guī)模、雙邊實際匯率、貿(mào)易開放度等一系列控制變量納入計量模型。由于固定效應模型采用組內(nèi)離差的估計算法,因此可以如常使用固定效應模型對本文的非平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。此外,為消除序列相關和異方差問題引起的誤差,本文所有的回歸模型均采用國家-行業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤進行回歸,同時在實證過程中控制了時間與截面-行業(yè)固定效應,因此如“一帶一路”倡議等非時變因素通過固定效應捕捉?；鶞驶貧w的實證結果如表2所示。

表2 經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的回歸結果

表2依次控制相關變量,以反映各個變量對出口量的影響效果。從表2第(1)列來看,經(jīng)濟政策不確定性lnepujt－1單變量回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負,證明出口目的國經(jīng)濟政策不確定性水平升高確實會遏制中國的出口,這與經(jīng)濟現(xiàn)實相符。在此基礎上,第(2)列控制了雙方的GDP、雙邊實際匯率、貿(mào)易開放度的滯后一期與二期值等變量,結果顯示經(jīng)濟政策不確定性lnepujt－1的回歸系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負,僅絕對值略有下降,驗證了模型中經(jīng)濟政策不確定性對出口波動存在負向影響,并且由于滯后了解釋變量,上述影響具有滯后效應。研究結果與Novy等[16]、Greenland等[20]的結論一致,即出于實物期權效應和預防性動機,出口目的國經(jīng)濟政策不確定性提升會使得中國出口企業(yè)開始“觀望”,縮減或推遲對目的國的出口計劃,并導致下一期中國對其出口的減少。

從控制變量的回歸結果來看,中國和出口目的國的GDP都能顯著促進中國產(chǎn)品出口,但是后者對中國產(chǎn)品出口量的影響更大,說明國內(nèi)產(chǎn)能膨脹和外部需求擴張都能推動中國出口,但是后者對中國出口量的影響更為重要,這個結果符合經(jīng)典引力模型理論,也符合經(jīng)濟現(xiàn)實。雙邊實際匯率lnreerjt系數(shù)顯著為負,表明人民幣實際匯率的升值會對出口造成消極影響,與劉志強[30]的結論一致。同時,為了考察貿(mào)易開放度的影響,本文還控制了貿(mào)易開放度的滯后一期和二期值,結果顯示貿(mào)易開放度的實證結果顯著為正,說明進口方貿(mào)易開放度的提升有助于提升中國的出口量。

由于重大不確定性事件的爆發(fā)在導致經(jīng)濟和貿(mào)易狀況惡化的同時,也會造成經(jīng)濟政策不確定性在短期內(nèi)急劇增加[31]。這就是說,少數(shù)短期具有極高不確定性的事件可能會加劇出口波動性。因此,表2第(3)列控制了金融危機crisis虛擬變量,即定義樣本期間2007—2009年等于1,而其余所有年份皆為0,考察2008年全球金融危機對出口的影響。從回歸結果可以看出,金融危機與出口呈顯著的負相關,同時經(jīng)濟政策不確定性lnepujt－1的回歸系數(shù)較第(2)列系數(shù)的絕對值更大,說明金融危機期間外部經(jīng)濟政策不確定性對中國出口的抑制作用更強。由此可以推斷,經(jīng)濟衰退時期,經(jīng)濟中的信息不對稱程度增強,同時政府為刺激經(jīng)濟會更加積極地出臺擴張性的宏觀經(jīng)濟政策,從而會導致經(jīng)濟不確定性的急劇上升。出口市場經(jīng)濟政策不確定性水平較高時,其對貿(mào)易的負面影響程度比相對平靜的時期更大[32],因而危機期間目的國經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的負面影響更大。

最后,本文借鑒Greenland等[20]的方法,根據(jù)樣本期內(nèi)EPU指數(shù)觀測值的概率分布范圍,將EPU指數(shù)的月度值等分成十組,轉換為1到10的值,以消除極端值的影響。將轉換后的月度指數(shù)運用算術平均法進行年度化得到EPU十分位的年度指數(shù),并根據(jù)基準模型再次回歸,結果如表2第(4)列所示。結果顯示,在消除短期突發(fā)事件不確定性激增的極端值影響后,EPU十分位數(shù)的回歸系數(shù)仍然顯著為負,且與(2)列相比,僅回歸系數(shù)絕對值有所減小,說明經(jīng)濟政策不確定性對貿(mào)易流量的負向作用不是僅限于高度不確定性的短期事件,而是持續(xù)存在于整個樣本期內(nèi)。

(二)子樣本回歸結果

現(xiàn)實中,雙邊貿(mào)易與兩國間的距離密切相關,但由于兩國間距離恒定,不存在波動項和趨勢項,故不適宜HP濾波方法。上述整體樣本的回歸結果忽視了距離這一重要因素。因此,按照目的國是否為中國的鄰國將整體樣本劃分為鄰國及非鄰國兩組,分別進行回歸,結果如表3組(Ⅰ)所示。根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平將樣本國家劃分為發(fā)達經(jīng)濟體和發(fā)展中經(jīng)濟體兩組,以考察不同經(jīng)濟發(fā)展水平國家的經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的影響是否有差異,回歸結果如表3組(Ⅱ)所示。

根據(jù)表3的回歸結果,無論出口目的國是否與我國相鄰、經(jīng)濟是否發(fā)達,其經(jīng)濟政策不確定性對中國的出口貿(mào)易波動均存在顯著的負面影響,各解釋變量的估計結果也與表2大體相同。將這兩組回歸結果各自在組內(nèi)進行比較發(fā)現(xiàn),組(Ⅰ)中,鄰國EPU估計系數(shù)的絕對值比非鄰國的更大,說明地理上的鄰近關系會導致經(jīng)濟政策不確定性對中國出口的抑制作用更大。因此,中國應密切關注周邊國家經(jīng)濟政策的穩(wěn)定性。根據(jù)組(Ⅱ)的回歸結果,發(fā)展中國家的EPU估計系數(shù)的絕對值更大,表明發(fā)展中國家的經(jīng)濟政策不確定性對我國的出口貿(mào)易影響更大。可能的原因在于,相對于發(fā)達國家,發(fā)展中國家由于政治環(huán)境的不穩(wěn)定,其自身的不確定性更高,居民缺乏穩(wěn)定的金融體系和社保制度去對沖經(jīng)濟不確定性對消費的負面影響[33][34],因此,發(fā)達國家面對不確定性時經(jīng)濟的調(diào)節(jié)能力更強,消費總量受不確定性沖擊的程度較發(fā)展中國家更小。

表3 按國家異質性分組的子樣本結果

同時,考慮到當今的國際貿(mào)易事實上是價值鏈貿(mào)易,處于產(chǎn)業(yè)價值鏈不同位置的產(chǎn)品要素密集度不同,貿(mào)易成本不同,在進口國的需求價格彈性也不同,應對進口目的國經(jīng)濟政策不確定的沖擊能力自然也不會相同。因此,為了進一步考察產(chǎn)業(yè)價值鏈貿(mào)易背景下,價值鏈上不同部位的中國產(chǎn)品出口對外部經(jīng)濟政策不確定性的反應差異,本文將產(chǎn)品根據(jù)產(chǎn)品特征和行業(yè)要素密集度分別分為耐用和非耐用品,以及自然資源密集型、勞動密集型、資本密集型和技術密集型,分別代表了價值鏈上從低到高部位的產(chǎn)品,回歸結果如表4所示。

表4的回歸結果顯示,耐用品行業(yè)EPU估計系數(shù)的絕對值更大,即中國對目的國的耐用品出口更容易受其經(jīng)濟政策不確定性影響。這與耐用品消費在不確定性較高時具有很強的不可逆性有關,會使得消費者推遲購買消費品決定,直到不確定性平息[34]。因此,處于價值更高位置的耐用品出口更易受到經(jīng)濟政策不確定性的沖擊。同時,產(chǎn)品要素密集度分類標準的實證結果也證明以上結論,按照不同要素密集型行業(yè)出口受外部經(jīng)濟政策不確定影響程度大小排序依次為勞動力密集型、農(nóng)業(yè)及資源密集型、資本密集型與技術密集型產(chǎn)品。這說明產(chǎn)品在價值鏈的位置不同,受進口國經(jīng)濟政策不確定性的影響程度確實不同。處于價值鏈的低端環(huán)節(jié)的資源和勞動密集型產(chǎn)品,由于貿(mào)易模式更多依靠長期協(xié)議和期貨協(xié)議,受進口方經(jīng)濟政策不確定性波動影響相對較小;而資本與技術密集型產(chǎn)品的進入門檻相對高,產(chǎn)品需求更多受未來收入和盈利預期影響,因而相對而言對進口國的經(jīng)濟政策不確定性波動的抵御能力更弱。

表4 按產(chǎn)品特征與行業(yè)分組的子樣本結果

(三)影響機制的回歸結果

出口貿(mào)易成本是企業(yè)進行出口決策時需要考慮的重要因素。不確定性在經(jīng)濟衰退時會迅速上升并使得廠商對出口決策更加謹慎,而當出口貿(mào)易成本較高時,廠商則會延遲進入國外市場,推遲其出口計劃[16]。出口和進口行為的擴張會導致貿(mào)易波動和相關風險加劇[14],FTA協(xié)議可能會抑制外部不確定性波動對國內(nèi)經(jīng)濟的影響[36]。為考察出口貿(mào)易成本、FTA協(xié)議與經(jīng)濟政策不確定性的交互效應,本文在模型(1)的基礎上分別加入出口貿(mào)易成本(tdcostjt)及其交互項tdcost×eput－1、FTA協(xié)議虛擬變量(ftajkt)及其交互項fta×eput－1,得到模型(2)和模型(3)。沿用固定效應模型進行回歸分析,結果如表5與表6所示。

表5中的回歸結果表明,在加入出口貿(mào)易成本tdcostjt及交互項tdcost×eput－1后,與基準回歸相比,檢驗貿(mào)易成本影響機制的模型(2)整體的解釋能力變強,核心解釋變量lnepujt－1的估計系數(shù)仍然顯著為負,僅顯著性及系數(shù)絕對值略有下降,符號未發(fā)生改變,說明經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易存在顯著的負面影響,這與基準回歸的結果一致。出口貿(mào)易成本tdcostjt的估計系數(shù)顯著為負,表明出口貿(mào)易成本對出口貿(mào)易存在抑制作用,這顯然與經(jīng)濟事實相符。而交互項tdcost×eput－1的回歸系數(shù)也顯著為負,表明出口貿(mào)易成本與經(jīng)濟政策不確定性存在交互影響。隨著出口貿(mào)易成本升高,目的國經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的負向效應會增強。這說明出口成本是廠商做出出口決策時考慮的關鍵要素,不確定性的上升會讓出口廠商對出口決策更為慎重,而隨著出口貿(mào)易成本的上升,廠商會對政策不確定性帶來的影響更加敏感,從而放大了不確定性對出口貿(mào)易的消極影響。因此,降低出口貿(mào)易成本不僅能直接促進中國對目的國出口貿(mào)易的增長,也有助于減輕外部經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的負面作用。這為保障中國對外貿(mào)易的穩(wěn)健發(fā)展提供了明確的方向。

表5 經(jīng)濟政策不確定性、出口貿(mào)易與出口貿(mào)易成本

表6中的回歸結果表明,與基準回歸相比,加入自由貿(mào)易協(xié)定虛擬變量ftajkt及交互項fta×eput－1后,檢驗自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議影響機制的實證模型(3)的整體解釋力度增強,核心解釋變量lnepujt－1的估計系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負,僅系數(shù)絕對值略有下降,符號并未發(fā)生改變,說明經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易存在顯著的負面影響。自由貿(mào)易協(xié)議虛擬變量ftajkt的估計系數(shù)顯著為正,表明中國簽署自由貿(mào)易協(xié)議有助于擴展中國產(chǎn)品向協(xié)議伙伴國的出口,這顯然與經(jīng)濟事實相符。同時,交互項fta×eput－1的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正,表明隨著中國“FTA戰(zhàn)略”穩(wěn)步推進,已簽署的FTA協(xié)議有助于對沖協(xié)議伙伴方的經(jīng)濟政策不確定性波動對中國出口貿(mào)易的不利影響。這個結論具有較強的政策啟示,為進一步推進“FTA戰(zhàn)略”提供了實證支持。

表6 經(jīng)濟政策不確定性、出口貿(mào)易與FTA協(xié)議

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文將采用更換EPU年度指數(shù)計算方法、計量回歸方法及經(jīng)濟政策不確定性的測度指標三種方法對前文的實證分析結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1.更換年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的計算方法。本文借鑒陳勝藍等[35]的研究,將前文中模型(1)－(3)的年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)由算術平均法所得變?yōu)榧訖嗥骄?具體的計算方法為：

用(6)式加權平均法計算得到的年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù),來對上述模型的相關結論進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果如表7所示。

從表7的回歸結果來看,在變更年度EPU指數(shù)的計算方法后,整體回歸結果并沒有發(fā)生明顯變化,各主要解釋變量估計系數(shù)的顯著性及符號基本沒有改變。lnepujt－1、tdcostjt的系數(shù)仍然顯著為負,說明經(jīng)濟政策不確定性、出口貿(mào)易成本對出口貿(mào)易具有顯著的負面影響;ftajkt的系數(shù)仍然顯著為正,說明與目的國FTA協(xié)議會有利于中國出口貿(mào)易增長;經(jīng)濟政策不確定性與出口貿(mào)易成本的交叉項tdcost×eput－1的系數(shù)仍顯著為負,說明出口貿(mào)易成本的上升會增強經(jīng)濟政策不確定性對出口貿(mào)易的負面效應;自由貿(mào)易協(xié)議虛擬變量的交叉項fta×eput－1的系數(shù)仍顯著為正,說明FTA協(xié)議和經(jīng)濟政策不確定性存在交互影響,會對沖不確定性對出口貿(mào)易的抑制作用。這些都與上文的估計結果一致,說明本文的回歸結果可靠穩(wěn)健。

表7 更換年度EPU指數(shù)計算方法的穩(wěn)健性檢驗

2.使用股指波動率作為經(jīng)濟政策不確定性的測度指標。由于前文使用EPU指數(shù)作為衡量經(jīng)濟政策不確定性的指標,本文將運用股指波動率作為確定性的測度指標對前文實證結果進行穩(wěn)健性檢驗,具體的回歸結果如表8所示。在表8中,在將股指波動率作為衡量經(jīng)濟政策不確定性的指標后,經(jīng)濟政策不確定性、出口貿(mào)易成本tdcostjt的系數(shù)仍然顯著為負,FTA虛擬變量ftajkt的系數(shù)仍然顯著為正,說明經(jīng)濟政策不確定性與出口貿(mào)易成本、FTA協(xié)議虛擬變量之間存在明顯的交互作用。各主要解釋變量的正負號未發(fā)生變化,僅顯著性及估計系數(shù)略有差別,總體回歸結果與前文基本一致,說明本文的回歸結果穩(wěn)健。

3.使用具有聚類穩(wěn)健標準誤的OLS估計方法。本文運用混合OLS估計方法進一步對上述回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗,同時使用聚類穩(wěn)健標準誤來消除序列相關和異方差問題所引起的誤差。表9的回歸結果顯示,經(jīng)濟政策不確定性lnepujt－1、出口貿(mào)易成本tdcostjt的系數(shù)顯著為負,FTA虛擬變量ftajkt的系數(shù)顯著為正,說明經(jīng)濟政策不確定性與出口貿(mào)易成本、FTA協(xié)議虛擬變量之間存在明顯的交互作用。各主要解釋變量的正負號未發(fā)生變化,僅顯著性及估計系數(shù)略有差別,總體回歸結果與前文基本一致,穩(wěn)健性檢驗通過。

表8 使用股指波動率作為經(jīng)濟政策不確定性的測度指標

表9 使用聚類穩(wěn)健標準誤的OLS估計的穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

本文利用Baker等[2]構建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù),考察了2003—2016年21個貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的影響大小與作用機制。研究結果總結如下：

第一,出口目的方的經(jīng)濟政策不確定性波動對中國出口具有持續(xù)滯后的負向影響,在經(jīng)濟衰退時期尤甚,這種影響會因國家異質性和出口行業(yè)異質性表現(xiàn)出差異。

第二,周邊經(jīng)濟體和發(fā)展中經(jīng)濟體的經(jīng)濟政策不確定性波動對中國的出口貿(mào)易影響更大;同時,在產(chǎn)業(yè)價值鏈中下游的中國產(chǎn)品出口受進口目的方的經(jīng)濟政策不確定性波動影響更大。

第三,進口目的方經(jīng)濟政策不確定性與貿(mào)易成本、FTA協(xié)議均存在交互影響;外部經(jīng)濟政策不確定性隨著貿(mào)易成本上升而增強對中國出口貿(mào)易的抑制作用,同時雙邊FTA協(xié)議會抑制進口目的方經(jīng)濟政策不確定性波動對中國出口的負面效應。

本文的研究結論進一步明確了經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易的負面影響及作用機理。在當前中美貿(mào)易爭端愈演愈烈以及全球新冠肺炎疫情前景未明的背景下,根據(jù)本文的研究結論可以得到如下政策方面的啟示：

首先,應該充分認識到外部經(jīng)濟政策不確定性對中國出口貿(mào)易持續(xù)存在的負面影響。加強與他國之間經(jīng)濟政策的交流與合作,增強政治互信,降低潛在的外部不確定性風險。在密切關注世界范圍內(nèi)經(jīng)濟政策不確定性事件發(fā)生的同時,在Baker等[2]構建的EPU指數(shù)的基礎上,建立出口風險評價及預警機制,及時告知出口企業(yè)其出口國家的出口風險,鼓勵企業(yè)建立出口風險相關的內(nèi)部控制制度。

其次,應該考慮從以下方面著手降低經(jīng)濟政策對出口貿(mào)易的負面影響：(1)堅持擴大開放,實現(xiàn)“全方位、多層次、寬領域”的對外開放格局。在促進中國對外貿(mào)易增長的同時,也要注意擴大進口,促進對外貿(mào)易平衡,維持穩(wěn)定可持續(xù)的貿(mào)易關系。(2)積極推動貿(mào)易自由化、便利化。積極參與多邊自貿(mào)協(xié)定談判、多邊自貿(mào)平臺建設,降低關稅及非關稅壁壘,簡化通關手續(xù),優(yōu)化進出口環(huán)節(jié),降低政策成本。加強與貿(mào)易伙伴基礎設施建設的互聯(lián)互通,完善運輸條件、技術服務標準,降低運輸及溝通成本。(3)充分利用中國貿(mào)易規(guī)模優(yōu)勢,推動人民幣貿(mào)易結算,降低美國貨幣政策干擾,減少匯率波動風險。

最后,受當前新冠肺炎疫情影響,尤其要注重降低企業(yè)面臨的不確定性：(1)官方在更多的海外媒體上發(fā)聲,對某些國家的惡意詆毀進行反擊,澄清真相,防止因新冠肺炎疫情使中國企業(yè)招致敵意和針對,從而加大中國企業(yè)在世界市場中面對的經(jīng)濟不確定性;(2)必要時對世界其他國家施以援手,全球協(xié)力共渡難關,推動世界經(jīng)濟發(fā)展盡早步入正軌;(3)穩(wěn)步推進復工復產(chǎn),出臺積極的經(jīng)濟政策,加大對中小微企業(yè)的扶持力度,增強企業(yè)信心,幫助其降低外部沖擊帶來的不確定性的影響。