基于生存分析的中国对美国出口贸易时间研究

基于生存分析的中国对美国出口贸易时间研究

在中国的发展战略中，出口贸易直接面向国际市场，并受国际市场的指导，在整个经济体中发挥着特殊的作用。因此，我国扩大出口贸易的发展战略在任何情况下都不应动摇。而美国是中国最为重要的出口市场之一。2012年，中国出口到美国市场的贸易总额达到3518.02亿美元，同比增长8.43%，排名第一，占中国当年出口总额的比重达17.17%。因此对美国市场的出口贸易无疑是中国对外贸易中最为重要的部分。从宏观层面看中国对美出口贸易似乎是长期的、稳定发展的贸易关系，那么从微观层面看又将怎样呢？近年来，金融危机导致美国经济衰退，美国为了保护本国市场，发起了包括反倾销、知识产权保护等诸多贸易保护措施，美国不断升级的贸易保护措施使中国对美的出口贸易关系趋于不稳定状态，出口贸易严重受挫。在商务部公布的美国目前正在实施的对华贸易救济措施涉案产品数据中，中国的乘用车和轻型卡车轮胎2009年9月遭遇到美国特保条款的制裁，从中国对美国出口贸易HS6分位的产品层面数据可以看到，以4011和4012开头的轮胎类产品对美出口持续时间均截止于2009年。国内的化工类产品也逐渐成为美国对华反倾销案的重灾区，从HS6分位产品层面进行统计，化工类产品的出口贸易持续时间均值仅为1.23年，为全部对美出口产品持续时间均值的1/2。中国对美宏观层面的巨大贸易顺差使美国贸易保护主义不断升级，贸易保护措施又对微观产品以及微观企业的出口贸易带来了极大阻力。因此，从微观产品层面更深层次地研究中国对美出口贸易关系的现状显得更真实，而在中美贸易关系日益紧张的背景下进一步探讨其出口贸易关系持续时间的影响因素也就更加必要。本文采用中国对美国出口贸易HS6分位数据并同时利用生存分析法对决定出口贸易增长的持续时间分布特征进行研究，以期能发现中国对美出口贸易增长的内部规律及决定因素。一、贸易持续时间研究最早将生存分析法引用至国际贸易领域进行贸易持续时间研究的学者是BesedešandPrusa(2006a），他们采用1972-1988年T7分位以及1989-2001年HS10分位高度细分的产品层面数据对美国进口贸易持续时间进行了分析，分析结果发现其中位数持续时间非常短，仅为2-4年，且存在负的时间依存性，即如果一国的一种产品或一个企业能持续出口或进口超过几年，那么此后其在出口或进口中失败的风险将会下降，因此很有可能在今后很长一段时间持续出口或进口；BesedešandPrusa(2006b）使用同样的数据，参考Rauch(1999）的产品分类方法，将产品分为同质产品、参考价格产品和差异化产品三种类型，并运用连续时间cox比例危险模型研究了产品的异质性对美国进口贸易持续时间的影响程度，研究结果发现，差异化产品的中位数持续时间一般都比同质产品以及参考价格产品的持续时间长两倍多。对于每种产品类型，随着初始贸易额的增加，其持续时间也将延长。更低的交通成本、更高的GDP、关税以及来源国货币的贬值都将带来更长的贸易持续期；Besedeš（2008）从贸易搜寻成本角度进一步对美国进口贸易关系的持续时间进行了研究；Nitsch(2009）利用1995-2005年CN-8分位数据，并同时采用分层的cox比例危险模型分析了德国的进口贸易持续时间，研究得出大部分进口产品的生存时间都在1到3年之间，其生存率受出口商特征、产品类型以及市场结构的影响显著；HessandPersson(2011）指出使用连续时间cox模型分析贸易持续时间的决定因素是不恰当的，并分析了其三大原因：一是连续时间cox模型在处理许多贸易持续时间的节点问题时，会导致系数估计的偏误及标准差，二是其很难恰当地控制不可观测的异质性，三是cox模型在使用时必须满足比例危险的理论假设。使用扩展的cox模型虽然可以解决这一问题，但是需要估计大量额外的参数。对于这三大问题，离散时间模型均能解决，因此建议采用离散时间模型对贸易持续时间进行估计；FugazzaandMolina(2011）在cox模型的使用上从另外的角度进行了改进，他们采用Schoenfeld残差法对比例危险的理论假设进行了检验，对拒绝该假设的变量引进其与时间依存变量的交叉项到估计模型，从而构造了扩展的cox模型对其影响因素进行估计。国内对贸易关系持续时间的研究始于2010年之后，何树全（2011）采用生存分析模型对1989-2008年中国出口到美国农产品高度细分的HS-10分位贸易数据进行了分析，研究发现该贸易关系的持续时间很短，平均生存时间为3.9年，中位数生存时间仅为2年，同时分析了贸易持续时间和初始贸易量的相关性；邵军（2011）对中国出口贸易持续时间、陈勇兵等（2012b）对中国农产品出口贸易的持续时间也进行了研究，均得到了类似的结论；陈勇兵等（2012a）基于企业层面的高度细分的贸易数据采用生存分析法进行了深度分析，发现除了传统的引力模型变量对持续时间有影响之外，企业层面的特征会对持续时间产生显著影响，同时还得出了企业出口持续时间存在显著的区域和所有制差异；陈勇兵等（2013）又基于HS6分位产品层面对中国进口贸易关系的持续时间进行了研究，研究发现，中国进口持续时间也非常之短，且存在明显的负时间依存性，传统的引力模型变量以及其他产品层面的因素也对中国进口贸易关系持续时间产生了显著影响。值得注意的是，由于HessandPersson(2011）指出了连续时间cox模型的三大缺陷之后，国内的研究纷纷采用离散时间模型对持续时间的影响因素进行分析。综上所述，国内对贸易持续时间的研究较晚，数量甚少。鉴于此，本文将针对中国对美国出口贸易持续时间这一问题，通过引入生存分析模型来分析其分布规律，并从产品层面尝试探讨影响中国对美国出口贸易持续时间的因素。二、处理描述和模型配置1.美国出口贸易关系之持续时间本文采用UN-COMTRADE数据库中2001-2010年中国对美国出口的HS6分位贸易数据，共10年的数据。各种产品的分类则参考Rauch(1999）分类法，包括Conservative和Liberal两种分类。由于本文采用的产品编码为HS6分位，因此按照UN-COMTRADE网站中的对照表进行了转化，转化之后将分类数据和前面的贸易数据进行了合并，合并过程中由于一些SITC2的产品代码下产品分类为缺失值，因此只能删掉这些观测值，删掉的观测值共44个，占总体的4.54%。从产品层面来看，出口贸易关系持续时间是指某种产品从进入进口国开始到停止出口该种产品（中间没有时间间隔）为止所经历的时间，按照惯例，持续时间通常用年来衡量。因此本文中每一种中国对美国出口贸易关系的持续时间即为中国某种产品从2001-2010年之间某年开始出口到美国市场开始到停止出口到美国市场所经历的时间。如表1所示，代码为010592的产品持续时间为1年，而代码为621120的产品持续时间则为6年。在表1中，除了010592,847950,051199,621120,841520这五种产品出口时间连续之外，还有其他如030520一样的产品出口时间有间隔的情况，这在贸易关系中被称为多个贸易片段。在一定时期内，某个国家的某个产品出口持续一段时间，停止出口后（至少一年），有可能再次出口到该国，所以1个贸易关系可能会存在多个贸易片段。例如代码为030520,220429,220590的产品就有两个贸易片段，而代码为220720的产品甚至有3个贸易片段。经统计，中国对美国出口贸易关系片段数（左删失之后）为1个的比重最大，为80.50%，两个片段数的比重为17.23%，三个及以上的片段数比重为2.27%。对此，笔者参照以往的习惯做法，只选取第一个持续时间段的数据进行分析，其他情况仅作比较分析以及稳健性检验。在数据处理过程中，还有一个非常重要的说明，即数据的删失问题，数据的删失分为左删失和右删失。前者是指事件在观测期既已发生并持续至观测期之内的样本，后者是指在观测期之后仍未停止的样本。本文的观测期为2001年-2010年，本文研究的各种产品出口贸易事件很有可能开始于2001之前，如果继续出口至2001-2010年之间的某一年，那么从2001年开始统计贸易持续期将会低估贸易持续期的时间。因此本文选择将中国从2001年开始对美国出口贸易的第一个片段的观测值全部删掉的方法，即左删失。那么本文任何一种出口贸易关系的持续时间最长为9年。另外，右删失的问题也是同样的道理。如果有任何一种贸易关系持续到2010年仍然没有截止，但是本文的观测期截止于2010年，该种贸易关系具体的截止时间无法被观测到，因此无法确定。幸运的是，生存分析法能恰当地解决右删失的问题。2.生存函数的非参数估计生存分析法是将事件的结果和出现这一结果所经历的时间结合起来分析的一种统计分析方法。该方法最初主要应用在生物医学研究领域，BesedešandPrusa(2006a）最早利用该模型分析了美国进口贸易持续时间的分布特征，本文在此基础上尝试研究中国对美出口贸易持续时间的分布规律及影响因素。在生存分析中，通常使用生存函数或危险函数来刻画生存时间的分布特征，并且生存分析的方法能够有效处理数据中尚未完成的右删失问题。在此本文构建了中国对美国出口贸易关系持续时间的生存函数以估计中国对美国出口贸易关系持续时间的分布特征。令T代表中国的某个产品在美国市场上的生存时间，因为T是一个离散变量，所以假设T是一个随机离散时间变量，其取值为ti，其中i=1,2,3...n，其概率密度函数p(ti)=pr(T=ti),i=1,2,...,n；且t1<t2<...tn。如果一个持续时间段是完整的，记为ci=1，右删失记为ci=0。令S(t）为相应的生存函数（survivorfunction），其表示1个中国对美国出口贸易关系持续时间超过t年的概率，即：其中S(t0)=1。同时令h(t）为风险函数，又称危险函数（hazardfunction），表示一个生存到t的观察对象，从t到t+Δt这一区间内死亡的概率极限。在本文中，危险函数表示1个中国对美国出口的贸易关系在t-1期还没有失败的情况下，在t期失败的概率，即：生存函数和风险函数的关系如下所示：生存函数的非参数估计由K-M乘积限估计式给出：在本文中，（4）式中ni是指在i期处于危险状态中的中国对美国出口贸易关系持续时间段的个数，di表示同一时期观测到的失败的中国对美国出口贸易关系的持续时间段的个数。危险函数的非参数估计式为：其中，如果t<t(1），则三、分析了中国美国出口贸易可持续发展的生存模型的适应性、稳定性和检验1.中国对美国出口贸易关系持续时间的检验根据前面的阐述，本文先对全部样本进行了左删失，其次参考BesedešandPrusa(2006b）等的做法，仅选择所有贸易关系中第一个贸易片段进行贸易持续时间分布统计，如表2所示，持续时间为1年的贸易关系数量比重最大，占到55.11%，持续时间3年以内的占到78.53%，超过5年的贸易关系数量仅占10.95%。因此，证明了中国对美国出口贸易关系持续时间的总体分布特征与BesedešandPrusa(2006b）以及陈勇兵（2012a）得到的结果是一致的，中国对美国出口贸易关系同样存在持续时间非常短的现象。FugazzaandMolina(2011）等指出具有多个贸易片段的贸易关系可能存在数据统计偏误的问题，如果这个间隔时间非常短，例如1年，那么很有可能这个间隔是统计偏误问题，如果这时把第一个片段的结局变量设定为“失败”，那么有可能造成对贸易关系持续时间低估的问题。当然，同时也要看到这个贸易关系真的中断1年的可能性。因此，本文参照陈勇兵等（2013）的做法，把左删失样本数据中每个贸易关系只有1年间隔的片段合并成1个片段，从而得到经过调整的1年间隔的数据作为对比和之后的稳健性检验使用。笔者根据样本的不同处理方式得出了表3中四种情况的生存时间总体估计结果。从总体来看，无论是哪种处理方式下的样本，中国对美国出口贸易关系几乎普遍存在持续时间较短的现象，生存时间的均值都没有超过3年，左删失之后的全部样本生存时间的均值仅为2.374，前三种方式的中位数仅为1年，只有调整一年间隔后的样本中位数达到了2年，在本文重点研究的左删失处理后的第一个持续时间段样本中，根据K-M法估计的生存时间为1年的生存率仅为47.1%,生存时间为4年的生存率仅为23.6%。图1也同样说明了中国对美国贸易关系持续时间的分布规律，并且更为直观，从中可以看到如下两点特征：一是进一步验证了前面关于持续时间偏短的结论；二是还可以看到该贸易关系持续时间存在负的时间依存性的特点，随着一种产品持续向美国出口超过几年之后，那么以后它停止向美国出口的风险就会下降，在图1中表现为K-M曲线在前两年非常陡峭，而之后却越来越平缓。2.不同产品的持续时间分布BesedešandPrusa(2006b）等曾根据Rauch(1999）产品分类法，研究得出了产品的不同分类下贸易关系的持续时间存在显著差异的结论，因此本文为了验证其对中国对美国出口贸易关系持续时间的影响，也引进了Rauch分类法将产品分为同质产品、参考价格产品以及差异化产品三种类型，Rauch分类法又分为传统法和自由法两种。在此，笔者引用Rauch(1999）对这三种产品的定义，同质商品是指那些在交易所交易的产品，参考价格产品是指没有进行有组织的市场交易但拥有可以比较价格的产品，而其他的都为差异化产品。以下运用K-M法对左删失处理后的第一个持续时间段的样本进行持续时间估计。如表4所示，首先，三种不同类型的产品平均生存时间都偏短，均未超过3年，第1年的生存率也不高；其次，不同类型的产品无论是生存时间均值还是生存率都相差较大，尤其是同质产品与差异化产品，均值也相差较大。在自由分类法下，参考价格产品的第1年生存率比同质产品的生存率还低。但无论是哪种分类法，差异化产品的生存率以及生存时间均值、中位数均高于参考价格产品及同质产品，这也进一步验证了BesedešandPrusa(2006b）等的结论。由于两种分类法下同种产品的持续时间分布没有显著的差异，因此以下仅使用Rauch分类法中的自由分类进行稳健性检验。图2更为直观地体现了该出口贸易关系中不同种产品的持续时间分布之间的差异，同质产品在第2年之后全部停止出口。差异化产品分布曲线在最上面，意味着同期生存率最高，贸易关系的持续时间最长。当然，还可以使用对数秩检验规范地检验生存函数的等同性，如表5所示，这一检验结果进一步证明了差异性不同的产品在持续时间上有显著差别。根据邵军（2011）的解释，他认为差异化产品的替代性较低，进口商选择替代的成本较高，因此差异化产品相比同质产品以及参考价格产品而言，持续时间更长。BesedešandPrusa(2006b）等曾指出当其他影响贸易关系持续时间的影响因素一致时，贸易额越大，贸易关系持续时间会越长，本文将每个贸易关系第1年的贸易额简称为初始贸易额，鉴于以往的研究结论，本文也将研究初始贸易额对中国对美国出口贸易关系持续时间的影响。在表6中，通过K-M法估计，初始贸易额小于100万美元的贸易关系无论是1年还是4年的生存率都远低于初始贸易额大于100万美元的贸易关系，然而，初始贸易额大于等于100万美元小于1亿美元的贸易关系与初始贸易额大于1亿美元的贸易关系的生存率却相差不大。图3更为直观地体现了按照初始贸易额分类下中国对美国出口贸易关系持续时间的分布规律，初始贸易额越大，则该贸易关系的持续时间越长。表5的对数秩检验结果也证明存在显著的差别，这也进一步验证了HessandPersson(2011）等的结论。根据BesedešandPrusa(2006a）的解释，初始贸易额越大，进出口双方对对方的信心越大，该贸易关系的持续时间也越长。3.初始产品的生长为检验上述分析结果的准确性，本部分将对其进行稳健性检验。选择调整一年间隔后第一个贸易片段的样本进行稳健性检验。如表7所示，前三行与后三行的数据分别为Rauch分类以及按照初始贸易额分类的不同种产品的生存率及生存时间的均值与中位值。从稳健性结果来看，差异化产品生存率最高，其次为参考价格产品，最低为同质产品，而且差异明显，这与本文之前的估计是完全一致的，按照初始贸易额分类下初始贸易额最小的第一组的生存率显著低于第二组和第三组，这也与前面的估计完全一致，因此说明产品的差异性以及初始贸易额的不同对中国对美国出口贸易关系持续时间的影响