中国出口贸易联系持续期及影响因素分析——出口贸易稳定发展的新视角，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,中国论文,因素论文,稳定论文,新视角论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
本文从一个新视角，即出口贸易联系持续期的角度，思考如何促进我国出口贸易平稳发展。近年来我国对外出口遇到的困难和障碍愈发增多，特别是国际经济危机背景下，如何保持出口贸易平稳发展成为亟待研究的问题。目前这方面的研究往往将视角放在：如何设计政策措施激励企业出口，或者，如何推动出口市场多元化、降低出口市场集中度。就前者而言，WTO等多边贸易体制的约束事实上使得可选择的激励措施并不多，而且这些措施在低外需大背景下的效力也值得怀疑。对于后者，更多的市场意味着更多的出口选择，但这是否也意味着更为稳定的需求？事实上这里忽略了一个问题：贸易联系的持续期。
图1 1995-2007年我国对部分国家HS-151620商品的出口情况
数据来源：UNCOMTRADE。
贸易联系是指向某个国家或地区出口商品的行为，一段未有中断的贸易联系所持续的时间长度称为持续期(duration)。出口市场多元化固然有助于产品出口至更多市场，但如果在每一个市场上的持续期很短，频繁进入与退出，不难想象这对于保障出口平稳发展的作用可能是比较有限的。对于贸易数据的粗略观察不难发现，出口产品变化动态比较复杂，贸易联系的持续期事实上往往较短。以氢化酯化或反油酸化植物油脂(HS-151620)为例。根据UNCOMTRADE统计，我国1995-2007年期间共向80个国家或地区出口了氢化酯化或反油酸化植物油脂产品，图1给出了对于其中10个国家的出口情况，图中实心圆表示我国在该年度向特定国家有相应出口行为。可以看出，这10个国家并非每一年都从我国进口该产品。中国与美国的贸易联系持续整个样本期，持续期长度最高为13年，其余贸易联系持续期普遍较短，特别是与希腊和瑞士的贸易联系仅持续1年。此外，在与一些国家的贸易中还出现了多段贸易联系情况，例如新西兰2000年从我国进口该产品，随后中断，2004年又重新开始进口并延续至样本期末，但两段贸易联系持续期均很短。
能否保障出口贸易稳定发展，关键点并不完全在于构建新贸易联系，更在于如何使贸易联系稳定生存下去。与其全面出击，不如重点深入。出口多元化固然带来更多的选择，若能够进一步使已有贸易联系持续期得到延长，这对出口平稳发展将更具意义。近年来，贸易联系持续期已成为国际贸易研究中一个新兴议题。我国出口贸易联系持续期有着怎样的分布形态，究竟是哪些因素影响着贸易联系的持续时间和稳定性，这些问题的答案具有重要现实意义，也为出口的稳定增长提供了新的借鉴思路，而这也是本文研究目的所在。具体而言，本文将基于统计学中的生存分析方法对两个方面的内容进行探讨：一是我国出口贸易联系持续期的基本事实特征；二是各种因素对贸易联系持续期的影响方向。在此基础上，本文将从提高出口贸易联系持续期的新视角，提出促进出口平稳发展的政策建议。
二、文献述评
贸易联系持续期是近年来一个新兴且愈受重视的国际贸易研究议题。Besedes和Prusa(2006a)开创性地对美国1972-2001年进口贸易联系持续期进行分析，结果发现进口贸易联系持续期很短，其中值(median)仅约2-4年时间，进口贸易联系在第一年后的生存率只有67％，此后快速下降。Besedes和Prusa(2006b)进一步使用Cox比例风险(Proportional Hazard)模型对美国进口贸易联系持续期的决定因素进行分析。基于Rauch(1999)分类方法，Besedes和Prusa将商品分为同质型、价格比较型和差异化商品三类，结果显示，差异化商品的风险率要低于同质型商品，同时对于每类商品，初始贸易额越大，贸易联系持续期会越长。Nitsch(2009)利用1995年至2005年进口商品数据分析德国进口贸易联系持续期，结果发现，出口国特征、产品类型和市场结构等多方面因素都会产生显著影响。Brenton、Saborowski和Uexkull(2009)采用离散数据PGM模型和82个发展中国家1985-2005年细分贸易数据，分析了影响出口贸易联系持续期的决定因素，结果显示，传统引力模型变量对于贸易联系持续期具有类似的影响。Brenton等的一个重要发现是“干中学”效应：拥有将同一产品出口至其他市场，或将不同产品出口至同一市场的经历，对于提高出口商品的生存概率非常重要。Hess和Persson(2010)对EU15国1962-2006年数据的研究也显示进口贸易联系持续期非常短，中值只有一年并且约60％的贸易联系仅维持一年。针对快速发展的全球生产网络，Obashi(2010)从贸易联系持续期角度考察了东亚生产网络的稳定性，结果发现，基于生产网络的中间产品零部件贸易具有较高稳定性，相关贸易联系持续期较长，特别是东亚之内的中间产品贸易联系持续期相对较长，也要更为稳定。
实证研究揭示出贸易联系持续期短的普遍性现象，在国际贸易理论层面上却鲜有涉及。根据经典贸易理论，例如要素禀赋理论，贸易方向和规模由要素禀赋差异决定，只要这种差异保持不变，贸易联系就会一直保持下去，这一论断在以垄断竞争为基础的新贸易理论中同样成立。探讨异质性企业出口行为的新新贸易理论(new-new trade theory)，其研究焦点往往在于出口企业与内向型企业的生产率差异以及这种差异是否真正源自出口行为，对于已进入国际市场企业在一段时期内可能会终止出口的情况并未关注。尽管产品生命周期理论(Vernon，1966)预测贸易模式会随时间变化而改变，但这一过程极度缓慢，无力解释贸易联系持续期普遍较短的事实。
到底该如何解释出口企业频繁进入与退出国际市场，进而导致贸易联系持续期较短的现象呢？信息不完全性可能是问题答案的关键。企业进入国际市场需要充分信息，这既包括对市场情况的了解，也包括对自身平均成本的认识。如果缺乏必要信息，那些生产率水平较低的边际进入者(marginal entrants)进入出口市场后很快就会发现难以生存而不得不退出。事实上，信息不完全的企业很可能是将出口作为一种信号机制使用，一旦发现出口不能获利即选择退出，从而出现了短暂进入的现象(Brenton et al.，2009)。基于一个三阶段搜寻成本模型，Rauch和Watson(2003)分析了信息不完全对贸易联系持续期的影响。RW模型分为3个阶段：搜寻、投资与再匹配。第一阶段，进口商在众多潜在供应商中搜寻，这些供应商的生产成本各不相同。付出搜寻成本并与某供应商匹配之后，进口商即获知供应商的成本情况，但对其能否完成大额订单并不确定。第二阶段，进口商必须投资对供应商进行培训，以使其能够完成大额订单，但这种培训未必奏效。进口商可能让供应商先完成小额订单以观察其生产能力，如果供应商无法完成则终止贸易联系。第三阶段，假定供应商能够完成大额订单，双方已实现匹配，此时，进口商借助这种合作关系得以获得供应商网络的一些信息，进而也有可能开始新的搜寻与再匹配过程。因此，信息的不完全导致了频繁的进入与退出，短暂的贸易联系成为难以避免的现象。
研究出口贸易联系持续期问题对于思考如何保障出口贸易稳定发展具有重要意义。目前，国内在出口贸易稳定发展方面的研究往往着眼于两个方面，一是如何通过激励措施推动企业扩大出口，这主要是出口退税政策，相关理论研究也表明，这样的措施对策确实起到了推动出口增长的作用(王孝松等，2010；向洪金、赖明勇，2010)。然而出口退税政策的作用具有短期性，且又极易成为贸易保护主义的反倾销借口，其长期可行性值得怀疑。另一方面的研究则集中于对出口市场多元化的探讨。例如，徐颖君(2006)通过对我国工业制成品出口稳定性的研究发现，地理集中度较高对出口稳定产生显著负影响，因此提出推动出口市场分散化策略。钱学锋和熊平(2010)在企业异质性贸易理论框架下探讨我国出口增长二元边际的问题，其中得出一个结论即是出口扩展边际相对比重较小，要促进出口增长，我国出口企业还应实施多元化市场战略。应该说，出口市场多元化长期来看确实是保障出口稳定的可选择策略，然而正如引言举例所示，出口贸易联系往往表现出持续期较短、不稳定的特征，单纯促进出口市场多元化并不一定就能够保证出口贸易的稳定发展。在出口市场多元化的基础上，还应该考虑到贸易联系持续期的问题。然而从对相关文献数据库的检索来看，针对中国出口贸易联系持续期分布特征及影响因素的研究还未能得见，无论是从理论研究角度，还是从保障出口贸易平稳发展的政策分析角度，这种缺乏不能不说是遗憾。本文的贡献在于，在既有稳定出口贸易发展的文献基础上，采用大样本数据，进一步选择以我国贸易联系持续期为对象进行创新性分析，为促进我国出口贸易稳定发展提供新的视角，并提出具有价值的政策建议。
三、数据说明及描述性统计
研究贸易联系持续期时，选取不同类型数据会对分析结论形成显著影响。如果选用数据的分类较为宽泛，所得结果往往会显示贸易联系持续期较长，这是因为分类标准越为宽泛、包含产品种类越多，每一分类所出现的概率就会越高(Besedes and Prusa，2006a)。相反，如果分类标准过细，如HS分类标准中的8位数数据，尽管能够反映出更为丰富的变化动态，但这一层次分类标准调整过于频繁的事实也给研究提出了难题。比较来看，HS-6位数数据具有较高的商品细分程度，且分类相对稳定。因此，本文采用1995-2007年HS-6位数层次数据研究我国出口贸易联系持续期问题，数据包含了我国每年对所有国家和地区的约6000种商品的出口信息，数据来源为UNCOMTRADE。如前所述，某种商品向某个国家或地区有出口记录，我们将此定义为贸易联系，一段未有中断的贸易联系称为贸易联系段(spell)，贸易联系段所持续的年数称为持续期(duration)。在实证分析中，我们从“产品—出口目的地”组合的角度观察出口贸易，初始样本中有“产品—出口目的地”观测值326万个，但贸易联系段(spell)的数量要少很多。研究方法上，我们采用统计学中的生存分析方法，具体将在后文加以说明。
数据删失(censor)是生存分析中非常普遍但须加以控制的现象。数据删失有两种类型：左侧删失和右侧删失。前者是指事件在观测期之前即已发生并持续至观测期之内的样本，后者是指在观测期末仍未终止的样本。右侧删失对于分析没有影响，生存分析方法能够有效进行处理，但左侧删失的问题目前仍缺乏有效解决手段，现有方法或需做出很强假设，或需辅助数据支持，而这些在实际分析中往往并不现实。因此，参考相关文献的做法(如Brenton et al.，2009)，我们在分析中舍弃了左侧删失样本。
表1是描述性统计分析结果。第1行针对全部样本，我国出口贸易联系持续期均值和中值分别只有2.84年和2年，这再次印证了以往针对其他国家研究的结论：国际贸易的变化动态实际上比传统贸易理论所预期的要更为复杂，贸易联系持续期普遍较短。第2行将分析样本局限于初始贸易额高于1万美元的贸易联系，主要是因为小额贸易容易受统计误差干扰，此时，贸易联系持续期的均值和中值分别为3.16年和2年，相对于样本期长度仍然较短。样本中存在不少多段贸易联系的情况，即如图1中对于荷兰的出口，这其中有的是因为真实的贸易中断，另有一些则很有可能是由于统计遗漏。第3行只选择了多段贸易联系中的第一段以及只存在一段贸易联系的样本，此时，持续期均值和中值分别下降至2.62年和1年。我们在表中还给出了HS-4位数和HS-2位数层次商品出口贸易联系持续期的相关统计指标。相对而言，4位数和2位数层面数据更为宏观，贸易变化动态没有6位数商品那样复杂，不过，从统计指标来看，出口贸易联系持续期的基本特征是较样本期长度明显偏短。
生存概率对于描述性统计具有重要价值，而风险率在分析贸易联系持续时间的影响因素方面具有重要作用，从以上定义式可以看出两者事实上存在着反向联系。表1中K-M估计结果显示，HS-6位数商品出口贸易联系在第一年的生存概论只有0.598，即贸易联系在第一年末时将只有约60％能够生存下来，另外40％贸易联系将会终止。对于延续至第5年的贸易联系，能够在此后继续保持下去的概率只有0.365。其余数据可以做类似解读。以K-M估计结果为基础，图2(a)绘制了更为直观的生存曲线图。不难看出，无论是从6位数、4位数或2位数生存曲线来看，出口贸易联系持续期都较短。50％出口贸易联系的持续期没有超过两年。K-M曲线还反映出另一个特征：持续期较长的贸易联系的生存概率趋于稳定，K-M曲线先陡峭后平坦，生存期越长的贸易联系越为稳定。图2(b)是对应于各层次数据的累积风险率曲线，与生存曲线的走势相反，表示前期的风险率较高。
四、实证检验模型设定
图2(a)出口贸易联系生存曲线
图2(b)出口贸易联系累积风险曲线
我们更为感兴趣的是，究竟哪些因素影响出口贸易联系的持续时间，这还需要采用统计学领域生存分析中的风险模型(Hazard Model)做进一步实证研究。风险分析模型的因变量是风险率，自变量是各种影响因素。风险率越高意味着贸易联系在单位时间内终止的概率越高，反过来说，贸易联系持续期就会越短，这一点在解读分析结果、判断各种因素的影响方向时需要注意。我们将首先使用Cox(1972)提出的Cox PH比例风险模型考察各种因素的影响，具体而言，该模型指出出口贸易联系的风险率h具有如下形式：
要对风险模型进行估计，需要写出不依赖于未观测异质性密度函数的形式，但由于异质性无法观测到，所以必须对u的形式做出设定，通常假定u服从参数θ＞0和γ＞0的gama分布。在此基础上，可以采用最大似然方法对含有异质性的风险模型进行估计。
进一步的问题是，究竟哪些因素对贸易联系持续期会产生影响？参考既有研究成果，如Brenton等(2009)、Besedes和Pruda(2006b)等，我们将重点考察以下因素，相关变量的构建及数据来源在附表中具体说明。
(1)出口目的地GDP总量和人均GDP水平。经济规模及市场容量大的经济体对于进口产品的需求也会较高，其贸易需求的持续期也应该会更长，原因在于那里有更多的购买者，这就提高了出口商与进口商实现成功匹配的可能。
(2)初始贸易规模Initial Value。Rauch和Watson(2003)指出，不确定性条件下进口商并不会一开始即开出大额订单，而是会试探性地开出一份小额订单以观察供应商的生产能力。那么，初始贸易规模实际上是一种信号机制，初始贸易额较大则表明供应商的生产能力具有较高信任度，贸易联系持续期应更长。
(3)虚拟变量Prevspell。对于某段贸易联系，若此前曾有过同样方向的出口经历，则变量取值为1，该变量用以反映之前的贸易联系是否有助于后续贸易联系的重构与保持。若双方曾有过贸易联系，说明双方已有一定程度的了解，再次构建贸易联系时所需支付的信息成本会相对较低，贸易联系重构并保持下去的几率也应更高。
(4)产品特征变量PC、FP、Diff和Unit Value。PC和FP是分别对应于制造业中间产品和制成品的虚拟变量。近年来，全球生产网络快速发展极大改变了全球贸易格局，其基本特征即是产品内分工，位于不同地区的出口商、进口商基于联合生产目的而联系在一起，贸易对象是中间产品。这种分工模式下，频繁改变贸易伙伴会给生产过程带来不确定性，对于贸易双方均不利，因此，稳定的贸易联系对双方都更为有利。Diff也是虚拟变量，对应于Rauch(1999)分类中的差异化商品，用以反映商品可替代性对贸易联系持续期的影响。变量Unit Value为出口商品单位价值。
(5)地理变量Distance、Landlock和Contig，分别表示与出口目的地的空间距离、出口目的地是否处于内陆以及是否与出口目的地接壤。空间距离越远，贸易成本越高，开展并维持贸易联系的概率就会降低。相对于临海国家，与内陆国贸易的成本也相对更高。接壤应是促进贸易的有利因素，但我国地域辽阔、经济核心区距接壤国家的距离甚至远高于一些非接壤国家，而且接壤国家经济发展水平低、历史遗留问题较多，因此，Contig变量的影响并不确定。
(6)与宏观政策有关的变量XTC和WTO。XTC反映真实汇率变化。参考Brenton等(2009)做法，采用贸易联系建立之初始年份及在此前后一年的真实汇率平均增长率表示，真实汇率采用间接标价法。本币贬值降低了出口成本，提高了商品竞争力，有利于维持较长的出口贸易联系。WTO为虚拟变量，若进出口国都是WTO成员，则该变量取值为1。加入WTO意味着双方接受一套共同的、可预期后果的、有执行效力的贸易准则，这利于减少贸易中的不确定性，因而应有助于贸易联系的持续。
五、贸易联系持续期影响因素的风险模型分析
这一部分考察各种因素对于贸易联系持续期的影响。首先，我们基于K-M生存曲线对部分因素的影响做直观的初步判断。图3(a)是按照出口目的地GDP规模对样本进行分组绘制的K-M生存曲线，可以看出，GDP总量高、市场规模大的目的地，出口贸易联系的生存概率明显较高，贸易联系持续期也更长。图3(b)根据贸易双方所在地是否均为WTO成员将样本分为两组，可以看出，进出口地同为WTO成员更有利于贸易联系的保持。图3(c)将出口产品按中间产品、制成品和其他产品三类划分为3组分别绘制K-M曲线，显然，这里的图形印证了我们先前的判断，即全球生产网络背景下产品内分工是较为稳定的分工形态，中间产品贸易联系的持续期相对更长。图3(d)按初始贸易额将样本划分为3组，可以看出，初始贸易规模越大，贸易联系的生存概率越高，这与Rauch和Watson(2003)的推断一致。我们按类似方法对其他变量的影响方向进行判断，限于篇幅，相关K-M生存曲线不再给出。
进一步采用风险模型分析各因素对出口贸易联系持续期的影响。表2第(1)列即是采用Cox PH模型得到的估计结果。可以看出，出口目的地GDP规模和人均GDP水平这两个变量对于风险率的影响均显著为负。出口目的地GDP总量和人均GDP水平越高，贸易联系风险率则越低，换言之，贸易联系的生存概率反过来会越高，与理论预期及K-M生存曲线的初步判断相一致。长期以来，美欧一直都是我国最为重要的商品出口目的地，出于对过高地理集中度可能带来的风险集中的担忧，国内无论是理论界还是商务部门，事实上始终是将出口市场多元化、出口风险分散化作为政策目标。然而从这些年的情况看，依然难以改变欧美市场主导的出口地域格局，这背后的重要原因可能还是在于欧美市场有着其他市场所难以比拟的需求持续性。尽管市场多元化能够分散风险，但由于新兴市场、其他地区市场的经济规模、消费能力有限，很多需求并不具有持续性，因此以欧美为主导的出口市场格局可能还会持续很长时间。初始贸易规模Initial Value对风险率的影响同样显著为负，说明初始贸易规模越大，贸易联系的持续期会越长，这个结果不仅与既有实证研究中普遍得出的结论一致(如Besedes and Prusa，2006b；Nitsch，2009)，而且再次印证了Rauch和Watson(2003)理论模型的推断。较高的初始贸易额说明贸易双方具有较高信任度，不确定性减少，促进贸易联系稳定持续下去。同时，初始贸易规模较高反映了贸易联系的重要性，重要贸易联系倾向于更为稳定(Nitsch，2009)。变量Prevspell估计系数显著为负，表明若此前有过贸易联系将有利于后续贸易联系的重构与维持。这一结果也让我们能够更为从容看待国际经济危机对于我国出口贸易的影响。危机的负面冲击使我国出口贸易有较大幅度下降，但长远来看，危机毕竟只是短期现象，增长才是长期必然，一旦走出危机的阴影，国际贸易必然要恢复增长。尽管在这次国际金融危机中，我国部分商品出口贸易联系中断，但在走出危机后，相对于构建全新贸易联系，这些已中断的贸易联系获得重构的可能性会更高，因为这种情况下交易双方已经拥有了一些相关信息，要支付的信息搜寻成本更少，不确定性也会更低。就这一点而言，国际金融危机对我国出口贸易的长期影响要比预期小得多。
进一步观察产品特征影响因素。变量Unit Value估计系数显著为正，表明单位价值较高的出口产品，贸易联系的风险率较高，因而贸易联系持续期会相对较短，这一结果与Nitsch(2009)的结论类似，一个原因可能在于较高单位价格商品的购买频率相对较低。在产品质量文献中(如Bastos and Silva，2010)，单位价值高的产品被认为是高质量、高附加值产品，这一结果也表明我国高质量、高附加值产品在国际市场上的生存能力并不如较低质量产品，从侧面说明了我国高附加值产品竞争力较为有限的状况。究其原因，可能还在于高质量、高附加值产品的竞争力除了自身质量因素外，还涉及品牌、营销等多方面，这是与低档次产品不一样的地方，而这些方面仍然是我国出口产品的短腿所在。Diff估计系数显著为负，说明差异化商品的风险率较低，出口贸易联系更为稳定，原因在于其替代性较低、进口商选择替代的成本较高。变量PC和FP的系数均为负，但后者不具显著性，表明中间产品出口贸易联系的风险率相对较低，贸易联系更为稳定、持续期相对更长。近10年来以中间产品贸易为基本特征的产品内新型国际分工模式给世界经济格局带来了深刻影响，中国通过加入这种新型国际分工，出口能力扩张迅速，学界进而也提出了中国出口增长奇迹的研究术语。这里的分析结果也为这种“奇迹”提出了一种新的解释：正是由于中间产品贸易基于联合生产的共同目的而产生，贸易联系的稳定性更高，自然更有利于企业展开深度分工并充分发挥规模收益。在3个反映地理特征的变量中，Distance和Landlock均显著为正，较远的空间距离、远离海洋的内陆区位增加了贸易成本，不利于建立稳定、持续贸易联系。变量Contig的影响不显著为负，系数绝对值也与零相差无几，这与一些针对欧洲样本的研究有很大不同(Nitsch，2009)。如前所述，我国地域幅员广阔、地形地貌特征复杂，与很多接壤国家开展贸易往来仍需要采用海运绕行方式，实际贸易距离甚至远远高于韩日美等非接壤国家，加上一些周边国家历史遗留问题复杂，影响贸易往来，因而该变量估计系数不显著也不难理解。这里的分析结果也提醒我们，在基于经济地理或新经济地理理论分析中国问题时，很有必要考虑我国与模型发源地欧美等国在地理空间特征上的巨大差异性以及相关理论的适用性。关于两个与宏观政策有关的变量XTC和WTO，可以看出，它们的估计系数均显著为负。汇率变化变量XTC的影响显著为负，由于我们采用的是间接标价法，这说明人民币升值对于贸易联系的稳定性会形成不利影响。尽管我国出口贸易近年来获得极大扩张，但仍然要看到，我国出口贸易目前仍然面临商品技术结构不高、高附加值产品竞争力有限的现实问题，出口贸易结构主要还是由劳动力资源丰富的要素禀赋决定(邵军、徐康宁，2009)，因此，因汇率变化而引起的价格变动对我国出口产品竞争力、贸易联系的稳定性必然会产生较大影响，这也从另一个角度论证了保持人民币汇率稳定的重要性。WTO的估计系数显著为负，说明WTO成员资格能够降低贸易联系的风险率，揭示了共同贸易规则对于降低不确定性，提高贸易联系稳定性的重要意义。
尽管我们在Cox PH模型中引入了众多影响因素，但仍有可能存在未观测到的个体间异质特性被包含在误差项内，若这种异质性与解释变量相关，则可能使估计系数产生偏差。如前所述，Cox PH模型尚缺乏有效处理异质性问题的方法，这里我们进一步采用两种常用参数风险模型—Weibull和Exponential模型分析各种因素的影响，同时对异质性进行控制，假设个体间异质特性服从gama分布。表2第(2)和(4)列给出了参数模型下未控制异质性的相应估计结果，第(3)和(5)列是控制未观测异质特性后的估计结果。表2下半部分的对数似然检验拒绝了原假设，说明异质特性对于分析结果产生显著影响。不过，通过比较可发现，由Cox PH模型得出的各项结论事实上并未有变动。Weibull-gama模型中大部分变量的估计系数方向与Cox PH模型一致，差别集中于Contig和FP两个变量之上。与Cox PH模型分析结果相比，Contig变量估计系数由不显著变化为显著为正，这反而更有力地说明接壤并不有利于贸易成本的降低和贸易联系的保持。变量FP在Weibull-gama模型中的估计系数同样显著为正，表明我国制成品出口的竞争力仍然较低，贸易联系持续期较短。观察Exponential-gama模型发现其估计结果与Weibull-gama模型一致，故不再赘述。
我们进一步采用不同的分析样本和方法分析以确保结果稳健性。表3是基于不同样本的分析结果。我们首先将样本中初始贸易额低于1万美元的样本删去，避免统计误差的干扰。第(1)、(3)和(5)列即是对应于不同模型的相关分析结果。不难看出，不仅3种模型的估计结果基本一致，而且也与基于表2全部样本时的估计结果一致，差别仍主要集中在Contig和FP变量上。3个估计模型中，Contig 系数的方向和显著性均不一致，而FP的估计系数虽方向一致但Cox PH模型估计的显著性不高。表3第(2)、(4)和(6)列中，我们只选择了多段贸易联系中的第一段以及只存在一段贸易联系的样本，此时，Prevspell变量因不具意义而删去。不难发现，不仅这三列的估计结果一致，而且与第(1)、(3)和(5)列以及此前采用全部样本时的估计结果也具有一致性，差别在于，这三列中Contig和FP变量的估计系数均显著为正。从基于多种分析方法、多个样本的估计结果来看，除Contig和FP变量的影响具有一定不确定性外，其余变量对于贸易联系风险率的影响方向和显著性均表现出较高的稳健性。
Cox PH、Weibull和Exponential风险模型，实质上都是假定持续期为连续变量的分析模型。近期一些研究文献，如Hess和Persson(2010)、Brenton等(2009)提出采用离散模型分析方法，以避免大样本数据时太多打结(tied)时间点可能对估计结果产生的偏误影响。作为稳健性分析的一部分，我们在这里采用了Prentice和Gloeckler(1978)提出的离散持续期分析模型(简记为PGM)进行分析。PGM可以视为Cox PH模型在离散条件下的一个互补，两个模型的具体形式一致，且都不需要对基准风险函数做事先设定。两者不同之处在于，PGM模型中，一段贸易联系中每一年度数据均作为一个观测样本出现，而Cox PH模型中一段贸易联系只作为一个观测样本，由于这种数据组织方式差别，PGM模型可以使用最大似然法进行估计。表4即是利用PGM离散持续期模型分析得到的结果。第(1)～(3)列分别是采用全部样本、初始贸易额大于1万美元样本、多段贸易联系中的第一段以及只存在一段贸易联系样本的检验结果。由于离散模型分析样本数据的组织方式与连续时间模型不同，这使我们可以引入一个时间变量logt以反映基准风险率随时间变化的路径。不难看出，三列估计结果具有一致性，区别仅在于Contig和FP变量，前者在第(2)列中估计系数不显著为正，第(1)和(3)列则显著为正，而后者在不同样本中的估计结果均不一致。除去这两个变量外，表4其余变量的估计结果与之前分析结果一致，具有稳健性。此外，PGM模型也可以解决个体间未观测异质性问题，其做法是在基准风险部分引入反映异质性的参数θ[，i]，出于分析的便利通常假设该参数服从gama分布。但从实际估计结果来看，一方面，考虑异质性后的估计系数与不考虑异质性时相差无几，另一方面，对数似然检验也没有拒绝原假设(概率值为0.5)，故相关估计结果不再列出。
六、结论及政策含义
基于1995-2007年HS-6位数编码的大样本贸易数据以及统计学中的生存分析方法，本文对我国出口贸易联系持续期及其影响因素进行了实证分析。描述性统计分析显示，我国出口贸易联系的持续期较短，就全部样本看，持续期的均值和中值分别只有2.84年和2年，Kaplan-Meier估计显示贸易联系生存概率呈快速下降得态势。在此基础上，我们采用连续时间Cox PH模型、Weibull和Exponential参数模型以及离散时间PGM模型，对影响贸易联系持续期的各种因素进行了检验，不同模型分析结果具有很强稳健性，表5将各种因素对风险率及持续期的影响方向做了简要总结。
对出口贸易联系持续期的分析为我国出口贸易平稳发展提供了一个新的视角。理论分析基础上，本文提出如下通过稳定贸易联系、延长贸易联系持续期来促进出口贸易平稳发展的对策建议。
(1)传统发达国家市场依然应是出口贸易发展的重点。尽管国际经济危机背景下发达国家外需下降，来自新兴市场或非传统市场的需求分散了部分出口风险，但就贸易联系持续期看，发达国家较新兴市场及非传统市场具有显著优势，这一点必须认识到。在未来再次遇到国际经济危机时，新兴市场或非传统市场需求有可能下降的更快。因此，重点研究发达市场变化动态、积极保持在发达市场上的贸易存在，这一点非常重要，一旦走出危机，发达市场在保障出口贸易平稳发展方面所发挥的作用更为重要。
(2)切实推进国内企业加大技术创新投入，提升产品技术含量。模仿往往是发展中国家企业发展的首选切入路径，模仿品的竞争最终归结为成本竞争，而成本竞争不仅面临更低成本国家竞争，还必然要承担快速技术淘汰的风险，模仿与山寨不可能保持稳定出口贸易联系。中国经济正处在转型的关键点，必须推动企业在技术创新、科技进步上的投入，实现由模仿向创新、由低成本向差异化的转变。当前必须打破政策惯性，彻底清理、停止对低成本、低技术含量产品出口企业的各种财税优惠支持，特别是要调整出口退税政策，让出口退税真正成为推动技术创新产品的工具，而非低技术企业的补贴手段。
(3)积极推动我国企业深度参与产品内分工、融入全球生产网络。产品内分工这一新型国际分工模式近年来快速发展，我国企业以独特的比较优势和竞争优势，在全球产品内分工中占据极为重要的地位。从本文研究结果可以看出，这种以联合生产为目的联系在一起的分工模式，具有比一般产品贸易更强的稳定性，继续推动企业深入参与产品内分工是有利于保障出口贸易稳定发展的，当前的重点是要促进企业通过参与产品内分工获得稳定而持续的学习能力，实现产业层次的提升。
(4)进一步在WTO框架内推动双边、多边贸易条约协定的谈判，争取建立更多的双边、多边自由贸易区。这不仅有利于在WTO基础上进一步降低贸易成本、推动贸易往来，而且更是有效减少了交易不确定性，有利保持贸易联系的稳定性和持续性。目前我国已与多个国家建立或正在协商建立自由贸易区，本文在选择分析变量时曾考虑引入区域自贸区因素，但由于已运行自贸区多为近两年才建立，在需要较长时间的生存分析中缺乏检验意义而不得不删去，不过这也为未来的研究提供了一个很好的选题，我们相信自贸区因素会对贸易联系持续期产生积极影响。
(5)坚定保持人民币汇率的稳定性。作为一个发展中国家，我国出口贸易结构主要还是由劳动力资源相对丰富这一要素禀赋条件决定，不可避免地会受汇率波动的较大影响，因而保持人民币汇率稳定对于出口贸易稳定发展极为重要。在当前国内外经济形势复杂、人民币面临多重升值压力的背景下，应采取多种措施尽力使这一过程平稳有序进行。
(6)积极发挥驻外领馆、商会机构的支持作用，引导国内企业进入国际市场。本文研究表明，此前有过出口贸易联系的经历，对于以后再次构建贸易联系并保证贸易联系的持续性具有积极意义。换个角度看，一旦确立了贸易联系，即便中间有过中断，此后重构贸易联系并保持下去的概率较构建全新贸易联系也会相对更高，特别是当初始贸易额较大时，生存概率会更高。因此，促进国内企业迈出走向国际市场第一步非常重要。我国驻外领馆在这方面应发挥必要作用，应承担起推介国内企业、为国内企业出口提供信息帮助等责任。Rose(2007)研究发现，美国驻外使领馆对于该国出口贸易具有促进作用，这一点值得我国驻外机构学习。
