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贸易壁垒、市场相关多样化与城市出口韧性

本站小编 Free考研考试/2021-12-29
王文宇,1, 任卓然1,2, 李伟3, 贺灿飞,1,2,*1.北京大学城市与环境学院,北京 100871
2.北京大学-林肯研究院城市发展与土地政策研究中心,北京 100871
3.南京师范大学地理科学学院,南京 210023

Trade barriers, market related variety and export resilience of cities

WANG Wenyu,1, REN Zhuoran1,2, LI Wei3, HE Canfei,1,2,*1. College of Urban and Environmental Sciences, Peking University, Beijing 100871, China
2. Peking University-Lincoln Institute Center for Urban Development and Land Policy, Beijing 100871, China
3. School of Geography, Nanjing Normal University, Nanjing 210023, China

通讯作者: 贺灿飞（1972-）,男,江西永新人,教授,博士生导师,主要从事经济地理、产业与区域经济研究。E-mail: hecanfei@urban.pku.edu.cn

收稿日期:2021-03-2接受日期:2021-11-3
基金资助:国家自然科学基金重点项目(41731278)


Received:2021-03-2Accepted:2021-11-3
作者简介 About authors
王文宇（1993-）,男,山东潍坊人,博士研究生,主要从事经济地理、全球化与区域发展研究。E-mail: wywang@pku.edu.cn






摘要
近年来,逆全球化趋势上升,许多国家对中国竖起贸易壁垒,在此背景下,如何提升城市的出口韧性已成为重要研究议题。现有文献普遍关注本地产业结构与区域韧性的关系,发现多样化产业结构有助于缓解贸易壁垒造成的外部冲击,但是较少探讨外部市场结构的作用。本文使用2001—2016年中国海关数据库贸易数据,引入市场关联概念,首次构建市场相关多样化指标,研究在贸易壁垒冲击下,中国城市出口市场相关多样化对城市出口韧性的影响。研究发现：① 市场相关多样化程度较高的城市,表现出更高的城市出口韧性,其可借助互补性的出口经验和风险分散的市场结构,减小贸易壁垒产生的直接和间接影响。② 外资比例较高、具有国家级经济开发区的城市,由于城市内部企业集聚程度高和信息交流频繁,更容易发挥市场相关多样化的作用。③ 城市相关多样化的市场结构很难抵抗发达国家（地区）贸易壁垒带来的冲击。本文认为地方政府应高度重视城市出口韧性,积极招商引资、申请经济开发区、保持对外联系,推动企业集聚、多举办展会以促进企业间贸易经验交流,尤其是要促进发展中国家的出口信息扩散,要积极引导本地企业利用本地已有贸易市场信息,拓展新市场。
关键词： 贸易壁垒;出口市场;相关多样化;城市韧性;国际贸易

Abstract
Along with the rise of trade barriers against China in recent years, the resilience of Chinese cities in the face of de-globalization era is an important topic of regional development. Existing literature generally focuses on the relationship between local industrial structure and regional resilience, but few scholars have discussed the role of export marketing structure. Based on the trade data of China's customs database from 2001 to 2016, this article explores how the related diversification of China's urban export markets affects the impacts of trade barriers on export resilience. This paper finds that: First, cities with a high degree of market-related diversification will decrease the risks at the receiving trade barriers from destination country. Second, the role of export market related variety is more obvious in cities with high FDI and economic zone. Third, trade barriers from developed countries will weaken the role of export market related variety. Based on empirical conclusions, this article believes that local governments should pay more attention to enhancing urban resilience and guide local firms to expand new markets through promoting exporters' agglomeration and attracting investment.
Keywords：trade barrier;export market;market related variety;urban resilience;international trade


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本文引用格式
王文宇, 任卓然, 李伟, 贺灿飞. 贸易壁垒、市场相关多样化与城市出口韧性[J]. 地理研究, 2021, 40(12): 3287-3301 doi:10.11821/dlyj020210162
WANG Wenyu, REN Zhuoran, LI Wei, HE Canfei. Trade barriers, market related variety and export resilience of cities[J]. Geographical Research, 2021, 40(12): 3287-3301 doi:10.11821/dlyj020210162


1 引言

2001年中国加入WTO,进一步融入全球价值链。在对外贸易迅速拓展的同时,中国经济也越来越受到世界经济波动的影响,许多国家还对中国竖起贸易壁垒。据统计,自中国加入WTO以来,已经成为受到其他国家非关税贸易壁垒（NTM）措施针对最多的国家之一[1]。非关税贸易壁垒会增加中国企业出口成本,影响中国企业出口决策[2]。贸易壁垒会影响区域经济发展,如抑制区域新产业和经济增长路径的出现[3-5],甚至永久地改变区域经济、就业、收入结构,加剧区域经济发展不平等[6,7]。在逆全球化时代,民粹主义抬头,贸易壁垒可能常态化,如何应对愈演愈烈的外部冲击已经成为不可回避的问题。

现有研究越来越关注区域如何抵抗外部冲击的影响,提出了区域韧性的概念。韧性概念源自物理学,指系统在受到外部冲击后的回弹能力,近年来被引入区域科学领域。区域经济韧性通常包含三种解释：强调区域可以恢复到震荡前稳态或平衡路径的工程韧性;强调区域受到冲击后产生新的均衡状态,从而改善了其功能、结构和性能的生态韧性;强调不存在均衡态,区域受到冲击后不断调整经济社会结构、功能,适应且并抵抗冲击,最终达到最佳能力的演化韧性[3,6,8]。本文研究在应对贸易壁垒这种外部冲击时,城市经济体如何抵抗冲击并恢复原有贸易路径,关注冲击前贸易市场结构特征对出口韧性的影响,不涉及冲击后经济体内部功能、结构和适应能力的变化。因此,本文采用工程韧性的概念,关注城市出口路径如何在出口目的国竖起贸易壁垒时适应、抵抗冲击以及从冲击中恢复。

现有研究对韧性的影响因素分析集中在区域内资产上,关注系统内部的产业结构在应对冲击时的恢复和抵抗作用[6,9],例如区域内产业结构多样化和专业化在应对冲击时的表现;以及产业结构在区域不同发展阶段展现出何种韧性能力[4],如工业化前期和工业化后期阶段区域产业结构如何适应冲击以及重新调整;现有研究基本认为区域产业多样化有利于分散风险,进而应对外部冲击。少数文献对区域外资产也有所涉及,普遍发现区域出口市场多样化作为一种风险分散策略,可以分散贸易冲击带来的经济衰退和就业减少等负面影响[10,11]。然而,从应对风险的经验积累来看,区域市场专业化程度越高,可能更有利于应对外部冲击。企业在从事出口贸易活动时,投入大量沉没成本拓展市场、建构供给关系,面临较高的不确定性和风险[12]。不过出口商可以凭借积累的出口经验和先发优势,如建立分销渠道、服务网络和收集海外市场信息,来预测市场需求和风险,并依赖之前相关的出口经验做出应对策略[13,14]。因此,区域过于分散化的出口市场结构,不利于积累应对贸易壁垒的经验。然而,现有区域韧性文献极少综合考虑如何平衡多样化和专业化市场结构,即市场结构多样化带来的风险分散和市场专业化带来的经验积累。

基于此,本文利用2001—2016年中国海关数据库,综合考虑多样化和专业化两种市场结构,创新建构出衡量市场结构的新指标——市场相关多样化,探索贸易壁垒冲击下城市的出口市场结构如何影响城市出口韧性。在发生经济冲击期间,危机甚至可以随着资本、劳动、贸易的流动而发生扩散,从而导致更大的危机[15]。因此,本文不仅关注出口目的国竖起贸易壁垒对城市出口贸易的直接影响,同时关注贸易壁垒的波及和扩散等间接效应下城市市场相关多样化对韧性的作用。为了检验衡量贸易壁垒的间接效应,本文借助市场关联概念和社会网络分析方法,将出口市场网络划分为不同市场关联组团,分析市场相关多元化是否对贸易组团中平均贸易壁垒影响具有抵抗作用。

本文对经济地理和国际贸易领域的贡献主要有3点：① 在区分贸易壁垒的直接效应和间接效应基础上,探索了城市出口市场结构如何影响本地出口韧性,为逆全球化背景下中国打造高质量韧性城市提供了重要参考;② 发现了城市相关多样化的市场结构有利于抵抗贸易壁垒的冲击,奠定了演化经济地理对市场结构与城市韧性研究的实证基础;③ 在引入市场关联概念后,本文首次构建市场相关多样化指标,可以同时衡量城市出口市场相似性和多样化,更好的区分市场多样化的效果。

2 文献综述

现有区域经济韧性相关研究主要从区域经济结构出发,对面临危机时多样化和专业化产业结构的经济表现作为检验区域经济韧性的标准。通常认为,区域多样化经济结构可以有效抵御经济冲击[3,16],分散外部冲击的风险[7,17];同时也可以给地方足够的缓冲和迂回发展空间,避免单个行业受到冲击后增长乏力甚至衰退,因此产业多样化地区往往更具经济韧性[18]。反之,地区产业过于专业化会增加地区经济的脆弱性,不利于应对外生冲击带来的风险,尤其是如果地区主导产业受到冲击,其他相关行业可能会受到波及[7]。

然而,产业结构多元化并不一定能够提高区域的经济韧性[6]。多元化产业结构有利于分散风险,但资源过于分散不利于冲击后的恢复,其作用取决于区域产业间的相关程度。例如,当本地产业关联程度较高时,只要能够增强地区劳动力或资本等要素的流动性,该产业在冲击后依然能很快恢复,可以作为很好的“减震器”[3]。在这种情况下,区域经济存在饱和式发展模式,相似的产业互相重叠、互补,即当一个行业出现衰退,会有其他行业进行补偿[4]。不过这种行业间互补抵抗冲击的模式,需要行业间的行动者认知程度或知识相似邻近,从而使人力、资本、资源可以更容易在产业部门间转移[19],使得互补性、相关性的多元化产业结构比不相关的多样化区域更具有资源互补性。不过,当面临重大冲击时,相关多样化的产业结构也会传导风险[20]。因此,地方需要发展多个产业组团,形成组团内产业紧密关联、组团间弱关联的模式。这种相关多样化的模式有利于提升区域韧性。

在发展中国家,区域韧性不仅仅需要关注内部的产业结构,对外部冲击的抵御能力还依赖于从属的全球生产体系。自20世纪90年代初以来,发展中国家进一步融入世界经济体系。但是,发展中国家通常具有从属特征,融入世界经济体系会增加了经济和金融依赖性以及脆弱性。从结果来看,大多数发展中国家参与全球市场并没有实现较好的发展。原因之一就是经济上对国外市场过分依赖,使出口市场集中度较高的地区往往更容易受到国际冲击的影响[21,22]。国家间产生的贸易壁垒一直存在,由于国家有义务对产品安全和质量进行监管,而且可以借助监管手段达成其他目标。近年来越来越多的国家开始通过这种方式来保护本国制造业[23,24]。贸易壁垒会增加出口国企业的出口成本,使效率低下的企业被市场挤出[25],而且其风险可以通过全球价值链进行扩散[26],为出口导向型的发展中国家带来较大的经济挑战。

理论上讲,出口目的国竖起贸易壁垒,会降低出口国企业向该国的出口意愿,但是实证研究发现贸易壁垒的影响存在异质性,与企业类型和出口国类型等因素关系密切。限制性贸易措施虽然会降低企业的出口参与度,但是对小企业冲击更严重。大企业的竞争者数量减少了,市场竞争降低反而有利于出口量增加[27]。研究发现,来自发展中国家的贸易壁垒对发展中国家作用更大,对发达国家作用不大,而来自于发达国家的贸易壁垒对所有类型国家都有负面影响[28]。实际上,贸易壁垒具有双重作用,既可以增加企业的出口成本和风险,同时也可以促进企业了解市场信息[29]。来自贸易伙伴的制裁虽然减缓了中国在全球价值链中的扩张趋势[30],但是有可能会倒逼中国的产品升级,从而进一步拓展新市场。Hu发现欧盟的贸易壁垒,会降低中国打火机出口企业对欧盟的出口数量和价值,不过会提高出口质量[31]。来自食品标准的贸易壁垒研究也同样证明,贸易壁垒具有国家和产品的异质性,有时贸易壁垒会倒逼产品质量提升,从而增加目的国消费者的需求[32]。

总体而言,出口目的国发起的贸易壁垒往往对区域内出口企业带来风险,而相关多样化市场结构有利于抵抗风险。出口企业在从事国际贸易活动时,往往面临较大的风险和不确定性[33],例如需要购买设备、技术研发和扩招工人等方式扩大自身生产能力,以及对出口市场的消费需求偏好、规章制度等信息的不了解等。杨汝岱等研究中国企业出口时发现,企业新产品和新市场出口关系在一年后存活率不足30%,说明出口企业面临很大的不确定性和风险[34]。因此,从规避风险角度来看,出口企业更倾向于将产品转移到贸易壁垒发生概率较小的国家[35]。与区域产业多样化类似,出口市场多样化的企业同样不会“将鸡蛋放在一个篮子里”,因为多元化的出口路径能使贸易壁垒带来的冲击风险更小[36]。同时,在投资风险和不确定性约束下,企业出口策略往往高度依赖之前的出口经验[13,14]。不同市场的信息和经验千差万别,市场属性差别较大很难直接借鉴经验,只有相关或相似市场的市场经验才有利于企业借鉴,用来在遇到贸易壁垒时采取应对策略。因此,城市相关多样化的出口市场结构受到贸易壁垒的影响会更小,出口韧性更强。

3 数据来源与研究方法

3.1 数据来源

本研究使用中国海关进出口数据库,选取2001—2016年中国与其他国家（地区）的进出口数据。海关数据库是企业级别数据,记录了每个出口企业的出口产品类别、数量、出口额、年份与出口目的地等信息。本文将企业层面的数据按年份加总到城市-国家（地区）尺度。回归模型中解释变量与控制变量的数据均来自于《中国统计年鉴》、WTO和世界银行。为与贸易数据保持一致,进行购买力折算处理。

3.2 变量设置

3.2.1 因变量：出口贸易额增长率。

本文将城市c到国家（地区）j出口贸易额的年均增长率（lnaddvlrc,j）作为因变量。考察一国（地区）对中国竖起贸易壁垒后,市场相关多样化较高的城市是否能更好应对贸易冲击。本文使用市场相关多样化与国家贸易壁垒交互项作为判断出口韧性的依据。一般来说,贸易壁垒会降低城市出口增长率,产生负向效应。如果交互项符号为正,则表明市场相关多样化程度越高的城市,会部分抵消贸易冲击造成的负面影响,城市具有较高的出口韧性。本文在回归分析时使用面板数据,回归滞后一期,控制时间、地区和国家（地区）固定效应,

3.2.2 市场相关多样化。

Frenken等最早使用熵指数方法计算了区域产业的相关多样化和不相关多样化,用以解释地方化经济和雅各布斯外部性现象[37]。之后基于Hidalgo等的“产品空间”概念[38],Boschma等改良了相关多样化中产业关联的计算方法,使用出口产品关联程度作为产业相关和不相关的评判标准[39]。借鉴Guo等对出口市场关联的衡量[40],采用共存分析法（co-occurrence approach）,计算某城市的一种产品同时出口到两个国家（地区）的共线概率,以此作为衡量市场相关和不相关的标准。如果两个国家（地区）高频率被同一城市当作出口目的地,说明两个出口目的地所需要的信息相似,那么出口其中一个国家（地区）以后,再出口到关联度较高的目的地则容易得多,本文称之为市场信息关联（简称市场关联）。首先计算每个城市出口市场的比较优势：

$RC{A_{c,{\rm{\;}}i}} = \frac{{{V_{c,i}}/{V_c}}}{{{V_i}/V}}$
式中：Vc,i代表城市c向国家（地区）i的出口额;Vc代表城市c的总出口额;Vi代表中国向目的地i的总出口额;V代表中国的总出口额。然后计算,目的地市场间关联程度：

${\varphi _{i,{\rm{\;}}j}} = {\rm{min\;}}\left\{ {P\left( {RC{A_{ci}} > 1\left| {RC{A_{cj}}} \right\rangle 1} \right),{\rm{\;}}P\left( {RC{A_{cj}} > 1\left| {RC{A_{ci}}} \right\rangle 1} \right)} \right\}$
式中：i和j代表国家（地区）;V是出口额;PRCAci>1|RCAcj>1是i和j两国家（地区）被城市c作为出口目的地出口p产品的条件概率。如果φi,j很高,说明i和j国（地区）同时被城市c出口同种产品的概率较高,表示两市场相似性比较高;反之,则关联度低。本文将国家（地区）之间的两两关联度的集合称为市场关联网络,该网络是一个225×225的对称矩阵,矩阵中的每一项都是两个国家（地区）间的关联度。此外,取两个条件概率的最小值可以避免过大地估计市场关联。企业选择与已出口目的地相似或有关联的市场,不仅能够以较低成本获取新目的地的市场需求、出口渠道、国家制度和法律等信息,而且更容易接触到此类国家（地区）的风险和利好信息,提高备选范围,两者都能提高出口新目的地的概率。

计算城市c出口市场的相关多样化,计算公式如下：

$r{v_{c,{\rm{\;}}i}} = {V_{c,{\rm{\;}}i}}/\left( {\mathop \sum \limits_{j \in {\Omega _{j1}}} {V_{c,{\rm{\;}}j}}} \right) \times {\rm{lo}}{{\rm{g}}_2}\left( {\left( {\mathop \sum \limits_{j \in {{\rm{\Omega }}_{j1}}} {V_{c,{\rm{\;}}j}}} \right)/{V_{c,{\rm{\;}}i}}} \right)$
式中：Ω代表所有出口市场集合;Ωj1集合代表i市场的相关市场集合,使用市场关联中位数作为门槛值,将与i市场相关联市场中大于中位数的市场都算作关联市场集合Ωj1,因此,i市场不相关集合为Ωj0,即所有市场中与i市场不相关市场的集合;rvc,i代表城市c出口市场i的相关多样化,然后加权得到城市c在t时期的市场相关多样化（RVc,t）：

$R{V_{c,t}} = \mathop \sum \limits_{i = 1}^\Omega {V_{c,i}}/{V_c} \times r{v_{c,i}}$

3.2.3 市场关联网络组团。

借助Newman等介绍的模块化（modularity）优化方法[40,41],划分中国出口市场网络的社区。这种算法源于“随机网络不会具有明显社区结构”这一思想,通过衡量网络实际密度（社群内部边数占总边数的比例）与随机连接情况下期望密度的差异大小来评估是否存在社群。这种方法是目前使用最多的社区检测方法,结果相对准确且实现简单。计算公式如下：

$Q = \frac{1}{{2{\rm{m}}}}\mathop \sum \limits_{ij} \left( {{A_{ij}} - {P_{ij}}} \right)\delta \left( {{C_i},{C_j}} \right)$
式中：如果两个节点i和j在同一个社区,则δ函数等于1,否则等于0;由于世界贸易网络是一个加权网络,A是加权邻接矩阵,Aij是i和j之间的边缘权重;m=∑ijAij2是网络的总体边权重;Pij=sisj2m是节点i和j在随机模型中可能出现边的概率,其中si=∑jAij是节点j的力强度。Q位于区间[0,1],网络的最优分区是获得Q值最大的社区结构,即Q的值越高,说明与随机对应的偏差越大。

将每年市场关联网络通过模块化方法划分出不同的市场关联社区,用来计算贸易壁垒的间接效应。因为对于中国出口企业来说,同一个出口市场组团代表市场信息较为相似。如果组团内国家发起贸易制裁较多时,说明出口到这个组团的风险较高,会抑制中国出口企业向其市场拓展。将这种组团特有的贸易壁垒风险指数也作为贸易壁垒的影响,放入模型中衡量贸易壁垒的间接效应。

3.2.4 其他变量。

采用以引力模型为基础的模型。模型中自变量方面,引力模型的核心变量为城市c的GDP对数（lnGDPc）、贸易目的国（地区）GDP的对数（lnGDPj）和中国与贸易国（地区）的地理距离的对数（lndistj,d）。地理距离与产品出口的运输成本直接相关,因此在本文用地理距离衡量贸易成本。

贸易壁垒的直接效应（NTMsj,t）来自于WTO,主要是非关税贸易壁垒,如卫生安全检疫（sanitary and phytosanitary measures,SPS）、技术贸易壁垒（technical barriers to trade measures,TBT）和反倾销调查（anti-dumping measures,ADP）。本文将三类贸易壁垒进行加总,得到出口目的国（地区）对中国发起贸易壁垒的变量。贸易壁垒的间接效应（NTMs2j,t）来自于t时期与j国（地区）所在贸易组团竖起贸易壁垒的平均值,即贸易壁垒总数与国家（地区）的比值。

异质性分析变量包括外资企业出口比例（Frgnc,t）、是否具有经济开发区（Zonec,t）和是否为发达国家（Developedj,t）。外资企业出口比例基于中国海关数据库计算得到,计算外资企业出口在城市总出口占比。经济开发区数据来自于《中国统计年鉴》。出口目的地是否为发达国家（地区）数据来自于世界银行。

3.3 计量模型

本文构建面板OLS回归计量模型来识别贸易壁垒作用下相关多样化如何影响区域出口韧性的作用效果,模型如下：

$\begin{array}{*{20}{l}} {{\rm{ln}}addvl{r_{c,j,t}} = \alpha 1NTM{s_{j,t}} + \alpha 2NTMs{2_{j,t}} + \alpha 3R{V_{c,t}} + \alpha 4NTM{s_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + }\\ {\alpha 5NTMs{2_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + \beta 1{\rm{ln}}GD{P_{j,t}} + \beta 2{\rm{ln}}GD{P_{d,t}} + \beta 2{\rm{ln}}Dis{t_{j,d}} + }\\ {\beta 4{\rm{ln}}Valu{e_{c,j,t}} + \delta 1Year + \delta 2Prov + \delta 3Country + \varepsilon } \end{array}$
式中：下标c、j、t分别代表城市、出口市场和年份;lnaddvlrc,j,t代表t年份城市c向国家（地区）j出口额的年均增长率;NTMsj,t×RVc,t和NTMs2j,t×RVc,t为主要解释变量,代表相关多样化对贸易壁垒效应的调节作用;Year、Prov和Country别代表时间、省份和国家（地区）的固定效应;ε代表误差项。本文的研究年限为2001—2016年。

在模型1基础上,本文引入Developedj,t、Frgnc,t与Zonec,t变量,检查核心变量NTMsj,t×RVc,t的异质性效应,分别为是否为发达国家、外资企业出口比例和是否有国家级开发区。异质性讨论模型如下：

${\rm{ln}}addvl{r_{c,j,t}} = \alpha 1NTM{s_{j,t}} + \alpha 2NTMs{2_{j,t}} + \alpha 3R{V_{c,t}} + \alpha 4NTM{s_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + \alpha 5NTMs{2_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + \beta 1{\rm{ln}}GD{P_{c,t}} + \beta 2{\rm{ln}}GD{P_{j,t}} + \beta 2{\rm{ln}}Dis{t_{j,d}} + \beta 4{\rm{ln}}Valu{e_{c,j,t}} + \gamma 1VAR + \gamma 2VAR \times NTM{s_{j,t}} + \gamma 3VAR \times NTMs{2_{j,t}} + \gamma 4VAR \times R{V_{c,t}} + \gamma 5VAR \times NTM{s_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + \gamma 6VAR \times NTMs{2_{j,t}} \times R{V_{c,t}} + \delta 1Year + \delta 2City + \varepsilon$
式中：VAR代表Developedj,t、Frgnc,t与Zonec,t。主要考察γ5与α4的关系,如果VAR×NTMsj,t×RVc,t具有显著效应,则市场相关多样化对城市出口韧性的作用会随着VAR的取值具有异质性作用。

模型中变量的描述性统计和主要变量相关系数分别展示在表1和表2。

Tab. 1
表1
表1变量描述性统计
Tab. 1Descriptive statistics of variables
变量解释样本量均值标准差最小值最大值
lnaddvlrc,j,t城市c到目的地j年均出口额增长率加2后的对数6027580.790.610.0014.08
NTMsj,t国家（地区）j竖起贸易壁垒事件的对数6027581.681.900.005.96
NTMs2j,t同一市场网络组团中平均贸易壁垒事件数量6027582.321.620.005.38
RVc,t市场相关多样化6027580.040.030.000.34
lnGDPc,t城市c的GDP对数6011786.621.142.9110.13
lnGDPj,t国家（地区）j的GDP对数58833524.562.2117.2230.46
lnDistc,j中国与j国（地区）地理距离的对数6027588.990.556.709.87
lnValuec,j,t城市c向国家（地区）j出口额的对数6027588.716.870.0025.74
Frgnc,t城市c外资企业出口额比例6027580.320.230.000.94
Zonec,t城市c是否具有国家级开发区6027580.330.470.001.00
Developedj,t目的地j是否是发达国家（地区）6027580.180.390.001.00

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Tab. 2
表2
表2主要变量相关系数
Tab. 2Correlation matrix of independent variables
NTMsj,tNTMs2j,tRVc,tlnGDPc,tlnGDPj,tlnDistc,jlnValuec,j,t
NTMsj,t1
NTMs2j,t0.76361
RVc,t0.07340.05651
lnGDPc,t-0.0424-0.0149-0.48731
lnGDPj,t0.59810.56810.1274-0.08471
lnDistc,j-0.0481-0.1462-0.04420.0312-0.20681
lnValuec,j,t0.28730.3081-0.33450.46020.4663-0.13711

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4 实证分析

4.1 描述性分析

首先,从整体分析市场相关多样化与贸易壁垒之间的关系,定义城市相关多样化指数中位数以上的城市为市场相关多样化城市;反之,则为市场不相关多样化。出口目的国（地区）对中国竖起贸易壁垒事件数高于100则认为存在强贸易壁垒,低于100则认为是弱贸易壁垒。通过上述两个维度可以将地级市-出口国（地区）贸易流分为四种类型（图1）。2001—2016年世界主要国家和地区对中国的贸易壁垒数量呈波动上升趋势,表明中国总体出口环境愈发紧张。但中国整体出口额仍稳步增长,仅在2008年后和2014年后有所下降,说明中国出口企业为了应对贸易壁垒采取了一定的措施从而促进了出口。

图1

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图1市场相关多样化、贸易壁垒与中国出口额

Fig. 1Market related variety, trade barrier and China's total trade volume



从四种类型的贸易流占比来看,市场不相关多样化的城市出口额占比更大,占各年度总出口额的90%以上,说明分散的出口市场更有利于企业保持出口优势。除2015年和2016年外,中国向弱贸易壁垒地出口的产品额越来越多,可以理解为出口企业为了规避贸易壁垒的风险,转向风险较小的市场;另外,因为对中国采取较强贸易保护措施的通常为发达国家（地区）,其对中国的贸易需求量巨大,因此中国对其出口更多。虽然市场不相关多样化城市始终占据出口优势,但从变化趋势来看,市场相关多样化城市出口占比逐渐提升。尤其是在2008年金融危机以后,市场相关多样化城市出口占比较之前有明显提升,这可以说明市场相关多样化城市总体出口韧性增强。

图2展示了2001年和2016年中国地级市市场相关多样化指数分布格局。观察发现西部地区市场相关多样化指数高于东部,且这种分布格局逐渐趋于明显。市场相关多样化指数根据出口量进行调整,表示兼顾多样化前提下市场关联程度。东部城市具有更强的拓展出口市场能力,可以将大量不同类型的产品拓展至更多类型的国家和地区,但是出口的市场关联程度并不高;而西部城市出口量小且产品类型单一,在该出口量级别上的出口市场可以兼顾多样化和相关性。

图2

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图22001年和2016年中国地级市尺度市场相关多样化指数分布格局

注：基于自然资源部地图技术审查中心标准地图服务网站的标准地图（审图号：GS(2020)4619号）绘制,底图无修改。
Fig. 2Distribution of market related diversification index at prefecture level in 2001 and 2016



图3展示了2001年和2016年中国对世界各国（地区）的出口总额和各国（地区）对中国的贸易壁垒事件数。这个时期各国（地区）对中国的贸易壁垒事件均有所增加,主要集中在欧洲、北美地区以及巴西、日本、韩国等国家。从贸易额分布来看,2001年和2016年贸易额分布格局基本一致,欧洲、北美、日本等发达国家和地区始终是中国主要的出口市场。这说明贸易壁垒与出口额的分布呈现一致性,贸易壁垒并未改变中国的出口格局。

图3

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图32001年和2016年中国对各市场的出口额与各市场对中国贸易壁垒数

注：基于自然资源部地图技术审查中心标准地图服务网站的标准地图（审图号：GS(2016)1664号）绘制,底图无修改。
Fig. 3China's exports to the world and trade barriers to China in 2001 and 2016



图4展示了2016年中国主要出口市场的关联网络,通过社会网络分析方法中的社群分析,将出口市场网络分为24个社群。市场网络关联较高的国家和地区,不仅仅与地理邻近相关,也与文化、制度、经济等多维邻近有密切的关系[40]。由图4可知,同一市场组团的国家（地区）竖起贸易壁垒的概率较为相似,如以欧美发达国家为首的市场组团,也包括了印度、巴西等新兴国家,是对中国竖起贸易壁垒的主要国家（地区）;新马泰组团（新加坡、马来西亚、泰国）则对中国竖起贸易壁垒的程度明显低一个等级;而约旦、黎巴嫩等组团则几乎没有对中国竖起贸易壁垒。因此,使用社会网络分析将中国出口市场进行组团划分,可以较好的区分市场信息高度相似的国家（地区）群体。以组团内部竖起贸易壁垒程度的均值作为潜在贸易壁垒威胁比较具有说服力,以此来衡量贸易壁垒的间接效应。

图4

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图42016年中国主要出口市场关联网络
Fig. 4The network of China's main export markets in 2016



4.2 基准回归结果分析

分析基准回归结果（表3）：第（1）列只展示了引力模型下两个解释变量的回归结果,没有加入固定效应;第（2）列加入了年份、国家（地区）、省份的固定效应;第（3）列加入了交互项;第（4）~第（6）列验证一国（地区）发起的贸易壁垒是否影响城市对相关市场的出口,以及城市市场相关多样化应对冲击时的作用。从模型（1）~模型（3）结果可以看出,贸易壁垒（NTMsj,t）对城市-国家（地区）出口韧性影响显著为负,说明来自出口目的国（地区）的贸易壁垒对中国城市出口贸易有显著的抑制作用。城市市场相关多样化（RVc,j,t）对城市出口贸易展现出显著的正向效应,随着控制变量的增加而系数逐渐降低,呈现出稳健的结果。这说明城市出口市场多元化且相似或者关联性较高,会有利于城市出口贸易增长。模型（3）结果显示城市市场相关多样化（RVc,j,t）对贸易壁垒影响（NTMsj,t）具有显著调节作用,会减弱贸易壁垒对城市出口贸易的负向效应,即如果城市市场相关多样化比较高,会更容易抵抗贸易壁垒的冲击。市场相关多样化较高的城市,往往其出口市场信息的重叠和互补;换句话说,相比于其他城市,市场相关多样化比较高的城市出口贸易经验更集中,对自身出口市场了解的比较优势也就更强,因此会更有经验应对出口市场贸易壁垒冲击。

Tab. 3
表3
表3城市出口韧性基准回归
Tab. 3Baseline regression of resilience of export
模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）模型（6）
贸易壁垒直接效应贸易壁垒间接效应
RVc,j,t0.604***0.592***0.475***0.589***0.478***0.457***
(0.033)(0.035)(0.036)(0.035)(0.036)(0.070)
NTMsj,t-0.003***-0.003***-0.003***
(0.000)(0.001)(0.001)
NTMs_RV0.253***
(0.015)
NTMs2j,t-0.004***-0.006***-0.004**
(0.001)(0.001)(0.002)
NTMs2_RV0.326***0.083**
(0.017)(0.033)
lnGDPc,t-0.082***-0.076***-0.076***-0.076***-0.077***-0.055***
(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)(0.002)
lnGDPj,t-0.036***0.0090.0010.0100.005-0.015*
(0.001)(0.006)(0.006)(0.006)(0.006)(0.008)
lnDistc,j0.018***-5.984***-4.890***-6.218***-5.642***-0.036
(0.001)(1.012)(1.014)(1.020)(1.020)(3114.496)
lnValuec,j,t0.037***0.043***0.043***0.043***0.043***0.040***
(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)
_cons1.723***50.692***41.772***52.630***47.954***1.560
(0.020)(8.321)(8.335)(8.385)(8.386)(25969.199)
时间效应NoYesYesYesYesYes
省份效应NoYesYesYesYesYes
国家（地区）效应NoYesYesYesYesYes
N586782586782586782586782586782273921
F10542.102328.414328.430328.415328.777161.204
R20.0970.1140.1150.1140.1150.120
P0.0000.0000.0000.0000.0000.000
注：*表示P < 0.1;**表示P < 0.05;***表示P < 0.01。

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本文在模型（4）~模型（6）检验了同一个市场网络组团内平均贸易壁垒强度是否对城市贸易增长产生抑制效应（即间接效应,用NTMs2j,t表示）,以及市场相关多样化对城市出口韧性的作用。其中模型（4）和模型（5）是全部国家（地区）样本,而为了排除已有贸易壁垒的影响,模型（6）只保留未竖起贸易壁垒的市场,从而进一步验证贸易壁垒的间接影响和市场相关多样化的作用。结果发现贸易壁垒的确存在间接效应,竖起贸易壁垒的相关市场,也会受到贸易壁垒的波及,从而抑制城市出口增长;相关多样化较高的城市,受到贸易壁垒的冲击会更小,展现出韧性更强的特征。随着全球价值链日益深化,各国（地区）生产分工日益密切,一国的贸易壁垒行为经常引起连锁式反应[43]。由于贸易壁垒与各国（地区）间对习俗、规章制度和对贸易关系理解直接相关,市场信息和区位相似的国家（地区）,在采取贸易壁垒的概率上也有一定相似性,从而使中国企业向其出口商品时面临较大的风险预期,从而出口贸易倾向拓展到非关税贸易壁垒程度较低的市场[35]。市场相关多样化较高的城市,借助对出口市场特性和经验更集中的优势,更有利于抵抗风险预期所带来的贸易转移或贸易衰退。

4.3 异质性分析

表4展示了异质性分析的结果,检验城市中外资比重（Frgnc,t）、是否有国家级经济开发区（Zonec,t）和目的地市场是否为发达国家（地区）（Developedj,t）对结果的异质性效应。其中模型（1）~模型（3）为目的市场竖起贸易壁垒的直接影响,而模型（4）~模型（6）检验贸易壁垒的间接效应。模型（1）和模型（4）发现Var_Brr_RV变量显著为正,说明外资比例较高的城市,市场相关多样化对城市出口韧性的提升作用会更大。地方主要通过与跨国公司战略耦合参与到全球生产网络之中,一般来说外资比重高的城市,全球化程度更高,往往呈现出口导向的发展模式。一方面,当面对具有贸易壁垒的出口市场时,本地企业出口的显性和隐性成本提高,而外资企业依靠资本、信息、市场和技术优势,对城市出口市场信息优势运用能力更强。例如可以调整全球生产网络的空间生产和销售策略,使本地生产转移到其他地区或者通过其他地区中转,从而再出口到目的市场。外资企业比重高的城市对地方市场信息资源的运用能力更好,可以更容易抵抗贸易壁垒带来的不确定性风险和贸易成本增加,因此城市出口韧性更高。

Tab. 4
表4
表4异质性分析
Tab. 4Regression heterogeneity analysis
模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）模型（6）
变量贸易壁垒直接效应贸易壁垒间接效应
外资比重是否有国家级经济开发区发达国家
(或地区)		外资比重是否有国家级经济开发区发达国家
(或地区)
Var_NTMs_RV0.340***0.378***-0.157***0.459***0.522***-0.020
(0.063)(0.058)(0.051)(0.073)(0.068)(0.086)
Var_NTMs-0.016***-0.005***0.004**-0.023***-0.008***0.003
(0.002)(0.001)(0.002)(0.002)(0.001)(0.002)
Var_RV0.1450.482***0.485***0.1730.516***0.299**
(0.131)(0.117)(0.125)(0.129)(0.117)(0.147)
NTMs_RV0.261***0.193***0.251***
(0.018)(0.016)(0.020)
NTMs2_RV0.335***0.242***0.295***
(0.021)(0.018)(0.020)
NTMsj,t-0.002**-0.000*-0.004***
(0.001)(0.001)(0.001)
NTMs2j,t-0.006***-0.002*-0.007***
(0.001)(0.001)(0.001)
RVc,j,t0.496***0.422***0.441***0.509***0.428***0.415***
(0.042)(0.037)(0.040)(0.042)(0.036)(0.040)
Var-0.042***-0.035***4.442***-0.041***-0.035***5.152***
(0.004)(0.002)(0.977)(0.004)(0.002)(0.985)
_cons41.767***41.556***40.849***48.139***47.865***46.813***
(8.334)(8.332)(8.339)(8.385)(8.383)(8.403)
控制变量YesYesYesYesYesYes
时间效应YesYesYesYesYesYes
省份效应YesYesYesYesYesYes
国家（地区）效应YesYesYesYesYesYes
N586782586782586782586782586782586782
F323.961325.097324.318324.569325.724324.641
R20.1150.1150.1150.1150.1150.115
P0.0000.0000.0000.0000.0000.000
注：*表示P < 0.1;**表示P < 0.05;***表示P < 0.01。

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从模型（2）和模型（5）的结果发现,具有国家级经济开发区的城市与外资企业比例高的城市的结果一致,会加深城市市场相关多样化的效果,有利于提高城市出口韧性。国家级经济开发区促使大量出口企业集聚形成产业集群,可以享受到城市的集聚效应。如出口市场信息知识溢出,从而搭上集聚地区信息优势的“便车”[44]。因此当遇到出口贸易壁垒时,享受到开发区的市场信息、政策优惠和集聚信息优势的企业,可以更快地做出应对行为,尽可能避免负面影响。

出口目的国（地区）层面,模型（3）的结果显示,城市市场多样化对出口韧性提升作用在向发展中国家（地区）出口时作用更大,但是在面临贸易壁垒间接效应时作用不显著。出口不确定性会抑制中国的出口贸易[12],而由于发展中国家（地区）的交易制度、政策工具、行政手段等尚未健全,会使中国企业面临更多的不确定性,例如获得许可证的相关程序复杂,增加了出口企业延误风险和贸易的交易成本。交易成本为企业发挥本地的外贸市场信息优势提供了运用空间。当企业面临不确定性更高的市场,一旦该市场发起贸易壁垒时,运用本地市场信息优势予以应对会更有效,因此市场经验在交易机制和贸易制度不完善的发展中国家（地区）效果更佳,而对于发达国家（地区）的效果并不明显。

5 结论与讨论

在逆全球化时代,民粹主义抬头,贸易壁垒可能成为常态化。区域如何应对愈演愈烈的外部冲击,已经成为不可回避的问题。现有文献认为产业相关多样化程度较高的地区更能抵御冲击,地区多样性产业结构能够降低冲击的打击范围,互补且关联的产业组合可以提高资源流动,从而兼顾分散外部冲击风险和饱和式缓冲发展的作用。然而,现有研究对受到贸易壁垒影响下如何提升城市出口韧性的关注仍然不够,尤其是针对城市市场结构如何影响本地出口韧性的方面。本文基于2001—2016年中国海关贸易数据库,研究了市场相关多样化如何影响城市在面临贸易壁垒时的出口韧性,补充了现有文献的不足。结论如下：第一,市场相关多样化程度较高的城市,借助互补性的出口经验和风险分散的市场结构,受到贸易壁垒的直接和间接影响会更小,表现出更高的城市出口韧性;第二,外资比例较高、具有国家级经济开发区的城市,有利于企业集聚和信息交流,更容易发挥出市场相关多样化的作用;第三,城市相关多样化的市场结构很难抵抗来自发达国家（地区）的贸易壁垒带来的冲击。

在新冠疫情和国际贸易战升级的背景下,中国面临着调整全球化策略的重大挑战。如何应对逆全球化形式的冲击,提高中国各区域应对风险的能力,将是很长一段时间区域发展的主题。现有对韧性的研究并不关注市场维度,缺乏对市场这一外部资产的认识。中国区域发展目前面临的风险不是缺乏产业丰富性,而是如何调整出口市场来适应现有全球经济发展趋势。国际形势逐渐严峻,如“断芯”问题,给中国政府服务出口贸易提供了努力的空间。

结合研究结论提出如下建议：① 当外部市场出现贸易壁垒时可能会对区域发展产生负面影响,亟需尽快将此类消息传达到地方企业来减少信息传播壁垒,减缓税收促减小企业的出口成本,同时积极优化企业保障制度来给予保障和支持。② 地方政府需要提高对城市韧性的关注,积极招商引资、申请经济开发区和保持与外界的联系,促进企业集聚和增加企业贸易交流的机会,引导本地企业积极利用本地已有贸易市场信息拓展相似的新市场。

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文中引用次数倒序
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