交通地位对地区进出口贸易的影响.docx

1、交通地位对地区进出口贸易的影响 【摘要】本文以 2006 年烟大铁路通航为案例，采用合成控制法进行了实证研究，分析了交通地位提升对地区进出口贸易的影响。实证结果显示：由于烟大铁路通航带来的烟台市进出口总额显著高于合成烟台，通过稳健性检验也得到了同样的结果。本文的发现表明地区交通地位的提升能够促进烟台市进出口贸易的发展，但是在长期这种效应会相对下降。 下载 【关键词】交通地位 进出口贸易 影响 一、引言及文献综述 烟大铁路轮渡是我国铁路网规划中 “ 八纵八横 ” 之一的东北至长江三角洲地区陆海铁路大通道的重要组成部分，是中国第一条运输距离超过 100公里的跨海铁路轮渡。对于轮渡一端的烟台来说，烟

2、大铁路轮渡通航会提升其交通地位，扩大辐射能力，依托身后发达的铁路网，有潜力成为面向海洋的国际化轮渡港口。因为烟大铁路轮渡，烟台由一个传统的交通末端城市变成了重要的交通枢纽。 关于交通地位对区域发展的影响，国内外已有学者从不同角度进行了研究： Linneker 等（ 1996）以 M25 公路伦敦轨道高速公路为例，讨论了交通便利度对区域经济水平的影响，但是无法排除其他情况对经济水平的影响，难以说明交通便利度对经济水平的影响程度； Linneker 等（ 1996） Demurger等（ 2001）通过对中国 24 个省份的研究发现，交通便利度是解释区域间经济增长差距的关键因素；胡鞍钢等（ 200

3、9）从理论和实证两个维度验证了交通运输的正外部性的确存在，从 1985 2006 年我国交通运输投资所带来的GDP 增加平均每年为 248 亿元；刘生龙等（ 2011）通过研究发现交通基础设施的 改善对中国的区域贸易产生了显著的正向影响；张学良（ 2012）构建了交通基础设施对区域经济增长的空间溢出模型，中国交通基础设施对中国区域经济增长具有重要的作用；采用空间面板模型检验了交通业发展与区域经济增长的关系； Rudra.P 等（ 2013）通过 VECM 模型证明了扩大交通基础设施（包括公路和铁路）将促进印度实体经济的增长；王晓东等（ 2014）通过 Feder模型研究交通基础设施对经济增长的

4、影响，结果表明交通基础设施从总体上对经济增长产生正向溢出效应，但各地强弱不一；康继军等（ 2014）认为交通基础设施建设与交通 运输业发展能够显著改善城乡收入差距，其中公路交通基础设施和公路运输业可以明显改善城乡收入差距，而对于铁路交通基础设施和铁路运输业，只有当其发展达到一定规模后，才能显著降低城乡收入差距以减少贫困； Minoo Farhadi（ 2015）基于 1870 到 2009年的长期数据对 OECD 国家进行了研究，结果表明劳动生产率和全要素生产率都会受到交通基础设施存量的正向影响；高翔等（ 2015）研究了交通基础设施对服务业企业劳动生产率的促进作用，结果表明有高速公路连接的服

5、务业企业劳动生产率更高；乐晓辉等（ 2016）通过研究发现 轨道交通对城市空间结构的影响在时间上是超前的，规划方案的公示和轨道系统的建成运营均塑造了土地价格梯度和容积率梯度； Hilde Meersman（ 2017）证明了比利时的 GDP会受到铁路长度、铁路网络以及交通基础设施投资的正向影响。 二、研究设计 本文采用 Abadie 和 Gardeazabal（ 2003）以及 Abadie 等（ 2010）提出用合成控制法来构造合理的对照组城市。其基本特征可以准确的知道对照组内每个城市的权重，即根据每个城市数据所隐含的相似性，决定其在构成“ 反事实 ” 事件中的重要程度 ，按照事件发生之前的

6、控制变量来衡量对照组和处理组的相似性。 具体来说，我们用每个城市的年进出口总额衡量其进出口贸易水平，目标事件设定为烟大铁路轮渡通航。给定 J+1 个城市在 t1 ， T时期内的进出口总额， YNit 表示城市 i1 ， J+1在时刻 t1 ， T未发生目标事件的进出口总额。当 T01 ， T时刻目标事件发生在第 i个城市后，用 YIit 表示其进出口总额。那么在 T0 时刻前目标事件不会对任何一个城市产生影响，即 YNit=YIit。 那么可以用 it=YNit=YIit 代表目标事件在时 刻 t对第 i个城市带来的进出口总额的变化。因为 YNit 的数据是可得的，所以只需用 Abadie 等

7、（ 2010）提出的因子模型估计 YNit。 YNit=t+tZi+ti+it （ 1） （ 1）式中 t 是未知的对所有城市的进出口总额都有影响的时间固定效应， Zi 是（ rx1）维的不受目标事件影响的协变量， t 是（ 1xr）维的未知参数向量， t 是（ 1xF） ?S 未观测到的共同因子向量， i 是未知的城市固定效应， it 是不能观测的短期冲击，在城市水平上均值为 0。 假设烟台为第一个城市，在 T0时刻烟大铁路轮渡通航，剩下的 J个城市均未发生该事件。考虑一个（ Jx1）维权重向量 W=（ w2， ， WJ+1），使得wj2 ， ， J+1，而且 w2， ， wJ+1=1。 W

8、的每一个特定的值都代表了一个潜在的合成控制方案，也就是对照组的特定权重。针对每一个对照组国家的结果变量值，经过加权后得到： wY=+wZ+w+w （ 2） 假定存在（ w*2， w*J+1 ）使得 wY=Y11 ， wY=Y12 ， wY=Y1T ， ， wZ=Z1 。（ 3） Abadie 等（ 2010）证明 是奇异的，从而使 -wY=w （ ） （ - ） -w （ - ） （ 4） 同时，如果目标事件发生前的时间长度相对于事件发生的时间范围足够长，（ 4）式右边的均值将趋向于 0。那么就可以得到目标事件影响程度的估计值： =Y -wY （ 5） 因此只要通过（ 3）式求得特定的权重向量

9、 W*=（ W*2， ， W*j+1），就可以得到 。但只有烟台的特征向量（ Y ， ， Y ， Z ）属于其他城市的特征向量的凸组合 （ Y ， ，Y ， Z ）， ，（ Y ， ， Y ， Z ） 时式（ 3）才成立。实际上，很难求的使得式（ 3）刚好成立的权重组合，所以可以通过近似，求得相应的合成控制组合。定义一个（ T01 ）维向量 K=（ k1， ， k ）代表目标事件发生前结果的线性组合： =kY 。例如，如果k1=k2=k=0 ， k=1 ，那么 =Y ，结果变量的值就等于目标事件发生前某个时间段的值；如 果 k1=k2=k=1/T0 ，那么=T0 -1Y ，表示目标事件发生前结

10、果的平均值。考虑一个由向量 k1， ， kM 定义的线性组合 M， X1=（ Z1， ， ， ）是（ k1 ）维实验组在目标事件发生前的特征向量， k=r+M。同样的，定义 X0是由其他未发生目标事件的城市的特征向量组成的（ kJ ）矩阵，即 X0的第 j列是（ Zj， ， ， ）。通过最小化 X1与 X0W 之间的距离|X1-X0W|求得向量 W*，并且使得 w20 ， ， wJ+10 ， w2+wJ+1=1 。Abadie 等（ 2010）用 |X1-X0W|= 衡量距离， V是一个（ kk ）的正定半定义对称矩阵。尽管其他的 V的形式也适用于我们的推理过程，但是 V的选择会影响估计的均方

11、误差。 最理想的方法是赋予 X0 和 X1 中的变量合理的权重，使得合成控制的均方误差最小化。因此本文根据 Abadie 等（ 2010）采用的方法，运用 stata软件 synth程序包进行最佳控制组的选择。得到个控制组的权重以模拟烟台未受烟大铁路通航影响的情况，烟台与合成烟台之间进出口贸易水平的差异就是目标事件对其的影响程度。 三、实证分析 （ 一）变量说明与数据来源 根据合成控制法，我们在选择权重时要使得目标事件发生之前，进出口总值的各决定因素合成的烟台与实际的烟台尽可能的一致，所以本文选择了各方面特征尽可能与烟台相似的 40个城市作为对照组。 本文感兴趣的结果变量是各市的进出口贸易水平

12、，用年进出口总额、年进口总额和年出口总额进行衡量。选择的控制变量包括城镇单位就业人员平均工资、全社会消费品零售总额、入境旅游人数、国际旅游外汇收入、地区生产总值、实际利用外资额和人口密度。以上数据来源于各市每年的统计年鉴和国民经济和社会发展统计 公报。烟台铁路轮渡于 2006 年试营运，所以本文将目标事件发生的时间点定为 2006年，使用 1996年至 2015年 41 个城市的平衡面板 ?稻萁 ?行研究。 （二）实证结果分析 接下来，运用合成控制法来克服实验组与对照组之间的差异问题，从控制组中选择合理的组合及权重对烟大铁路轮渡通航前烟台的进出口贸易水平进行拟合，连云港的权重最高，为 0.34

13、1；其次为北海、苏州、汕头和威海，分别为 0.211、 0.201、 0.123 和 0.123，其他城市均为 0。 根据合成控制法得出的真实烟台和合成烟台进 出口总额的变化情况可以得到，在烟大铁路轮渡通航之前两者的曲线极大程度的重合，合成烟台很好的模拟了事件发生前烟台的进出口贸易水平变动路径。 2006 年烟大铁路轮渡通航后，烟台进出口总额的逐步高于合成烟台进出口总额的，这种差异在金融危机后出现了一定的波动，但随后又迅速上升，两者的差异又逐步增大，这可能是因为金融危机短时给烟台市的进出口带来了一定的影响，但随着时间的推移，对照组城市受此次危机的影响更大，导致了烟台与合成烟台的差距进一步增大。

14、如果从出口和进口的角度来考察烟大铁路轮渡通航对烟台的影响，我们可以得到相似的 结果，烟台的进口和出口额在2006 年后与合成烟台有了明显的分叉。不同的是，相较于进口，烟台市的出口额在 2006 年后与合成烟台的差异逐步增大，走势较为稳定；但是烟台与合成烟台进口额的差异相对较小，且出现了多次的波动。这说明烟大铁路轮渡通航对烟台市出口贸易的影响较为显著，对进口贸易的影响相对较弱。 为了更直观的观察烟大铁路轮渡对烟台进出口贸易水平的影响，我们计算了 2006 年前后真实烟台与合成烟台每年进出口总额的差距。 2006 年之前烟台实际的进出口总额与合成烟台进出口总额的差距在 0附近波动，波动幅度最大 为

15、 7%。 2006 年烟大铁路轮渡通航后，差异曲线逐渐上升，两者之间的差距从 2006 年的 12.2364 上升到 2010 年的 240.9629。 2010 年后两者之间的差异有了一定的回落，在 2012年后又开始回升，直至 2014年烟台与合成烟台进出口总额的差异达到 255.66818。说明烟大铁路轮渡通航在一定程度上提高了烟台的进出口贸易水平，但这种促进作用没有持续太久，达到最大值之后出现了回降。这也说明烟大铁路轮渡推动了烟台市进出口贸易的发展，但这种效应的持续性有待验证。 四、稳健性检验 （一）处置组 变换 根据 Abadie 和 Gardeazabal（ 2003）的方法，安慰

16、剂实验的思路是：对于对照组的某一个城市，我们假设它于 2006 年发生了目标事件，然后用合成控制法得到这个城市的合成版本，观察在 2006 年之后这个城市和它合成版本进出口贸易的差异。考虑到合成控制法模拟时的均方误差影响着合成的准确性，我们从合成组中权重不为 0和权重为 0的城市中各选择了一个平均均方误差最小的城市，即威海和南通。通过结果可得 2006 年之前合成控制法很好的模仿了威海市进出口总额的走势，但是在 2006 年之后合成威海的曲线逐渐高 于真实威海的曲线，说明烟台市进出口总额的差异并非来自对照组城市走势的影响；从 2000年到 2015年南通市实际进出口总额的曲线与其合成值基本吻合

17、，这也说明了合成控制法的有效性，也说明了我们的实证结果是稳健的。 （二）排列检验 鉴于我们是用各城市 2006年之前的控制变量来拟合其进出口贸易水平，再合成其 2006 年之后的进出口贸易水平。那么如果有的城市合成值与实际值相差较大，就说明合成控制法不能很好的拟合其实际情况。也就是说我们用其 2006 年之后的预测误差与烟台的预测误差进行对比无法得出可靠地统 计推断。先对进出口总额进行安慰剂检验，根据前文的结果， 2006 年之前合成烟台对真实烟台的均方误差是 2.375932，我们在控制组中去掉均方误差在烟台两倍以上的城市，我们在控制组中去掉均方误差在烟台两倍以上的城市，分别是广州、深圳、苏

18、州、东莞、汕头、天津、舟山和上海。通过剩下 32个城市以及烟台的预测误差分布，可以看出 2006年之前烟台的预测误差与其他的城市相差不大，但是 2006 年之后烟台与其他城市的差异逐渐加大。烟台的预测误差是正值，说明烟大铁路轮渡通航给烟台进出口贸易水平带来了积极的影响。并且烟台的预测误差 曲线位于其他城市的上方，也就是其他城市的进出口总额没有出现烟台这样大幅度的上升。相反，有一些城市的预测误差在 2006 年之后出现了负值，说明因为金融危机等因素的影响，这些城市的进出口总额出现了负增长。因此，如果我们从控制组中随机选择一个城市，要得到与烟台相同的预测误差，概率为 1/33，约为 3%，从而烟大

19、铁路轮渡通航对烟台进出口贸易水平的影响在 97%的置信度上是显著地。 五、结论 世界城市发展，可以说交通枢纽建设是反映和衡量一个城市的发展潜能和发展水平的重要因素，全世界 5个国际大都市有 2个是 依托港口枢纽发展起来的，全球财富一半集中在沿海港口发达城市。烟大铁路的通航，使烟台市从交通末端城市转型成为交通枢纽城市。本文采用 Abadie 和Gardeazabal（ 2003）提出的合成控制法，考察了烟大铁路轮渡通航对烟台市进出口贸易的影响，并据此剔除了相关的可观测和不可观测的外部因素的影响，从而得到的效应程度较为准确。实证结果表明： 2006 年以来，烟台市进出口贸易的增加有相当一部分是源于烟大铁路轮渡通航的影响；具体而言，从 2007 年开始，烟大铁路轮渡带来的进出口总额对数的增量占当年进出口总额的比例分别为 4.7%、 7.3%、 8.1%、 6.4%、 3.4%、 2.7%、 3.2%、2.3%和 1.1%。同时，本文利用安慰剂检验与排列检验，得到了与合成控制法基本一致的结论，证明了实证结果的稳健性和有效性。 作者简介：王小涵（ 1992-），女，汉族，山东青岛，硕士研究生，研究方向：金融市场与金融工程。