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[摘 要]本文采用CEPII-BACI数据库2002-2014年中国出口西亚地区的HS6分位产品数据，运用生存分析法研究中国对西亚地区的出口持续时间。研究表明，无论是局部还是总体上，产品出口持续时间普遍较短，都存在多个时间段。对西亚整体出口持续时间的平均值为4.344年，中位数为2年，众数为1年。且贸易关系具有负的时间依赖性，在贸易联系建立的初期风险急剧上升，而随着时间推移变动的幅度越来越小。因此相对于建立新的贸易关系，维持现有的贸易关系并延长出口持续时间更重要。
[关键词]西亚地区；贸易关系；生存分析；出口持续时间
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.22.077
[中图分类号]F752.62 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2016）22-0-03
1 中国出口产品研究现状
出口持续时间的研究对于保障出口贸易的平稳发展具有重要意义。贸易关系的持续时间指的是某一产品从进入某一国外市场直至退出该市场（中间没有时间间隔）所经历的时间。传统的国际贸易理论通常着眼于国家层面来研究贸易流量的增长，其中隐含的假设前提是贸易关系一旦建立就会持续发展下去。然而事实上并非如此，在实际贸易活动中贸易通常不稳定。经典贸易理论对于贸易持续时间的判断并没有得到微观经验的支持，所以越来越多的国内外学者开始研究出口持续时间的贸易特征。目前虽然有很多学者已经对国家贸易中的贸易持续期进行过研究，但鲜有文献触及在一带一路战略背景下探究贸易持续期的作用特征。由于“一带一路”是新时期中国提出的促进经贸合作的伟大战略，故本文在此背景下，研究中国对一带一路沿线国家出口贸易持续时间的特征。（本文西亚地区的范围采取百度中的地理范围，总共20国。）
根据数据的可获得性，本文的研究时间段为2002-2014年，数据来源为CEPII-BACI数据库，一个典型的出口持续情况如下。
表1是中国对某国部分产品的出口情况，HS编码是6分位编码，★号表示该年度对目的国的出口行为，spells代表贸易关系数，即连续出口行为的数量，而当贸易关系数大于1的时候，就出现了“多重贸易关系”。从上表可以看出，示例产品的出口行为并不持续，且持续时间较短。如编码为230320的产品中断出口了两年；编码为230610的产品在出口三年后停止出口；编码为230320、230800的产品都出现了多段贸易关系，且每段的出口持续时间都较为短暂。
笔者发现，中国产品的出口存在顯著的负时间依赖性，即：如果某种产品能够连续出口某个市场超过几年，那么之后它退出该市场的风险就会大大降低。从贸易政策角度来看，如果在中国出口某个市场之后又很快退出了该市场，这必然导致资源的浪费。所以盲目促进产品出口（推崇市场多元化）却忽视该产品的出口持续时间，这样的政策显然是不合理的。本文通过详细研究出口持续时间的各种内在特征，为政府、企业提供决策参考和依据。
2 贸易持续时间文献综述
首先研究贸易持续时间的是外国学者Besedes、Prusa，他们采用1972-1988年T7分位以及1989-2001年的HS10分位对美国进口贸易持续时间进行分析，结果发现中位数时间非常短，仅仅是2～4年，有30%的贸易联系持续时间存在多个贸易片段，且在多个贸易片段联系，多数是两个时间段，不到10%的贸易联系存在三个及三个以上时间片段，这说明美国进口贸易联系的不稳定性。
纵观国内，学者们对于贸易持续时间的研究始于2010年以后。何树全、张秀霞采用生存分析法对中国出口到美国的农产品贸易数据进行了分析，得出整体上中国农产品在美国市场生产生存力较弱的结论。余华、漆雁斌 等人的研究表明中国对美国农产品出口持续时间普遍较短，中位生存时间为2年，59.2%的持续时间段在2年内消失。并且中美农产品贸易关系的风险函数存在明显的“门槛效应”，5年是生存时间的“门槛值”。
3 中国对西亚地区出口持续时间研究
3.1 模型设定
本文采用生存分析方法来构建中国出口西亚地区的生存函数，从而观察贸易关系。它最开始应用于生物医学领域，后来Besedes、Prusa把该模型应用到国际贸易领域来分析美国进口贸易持续时间。
令T代表起始事件和终点事件之间的时间间隔，在文中表示为中国某种产品出口某个国家的生存时间，由于T是个离散变量，因此假设T为随机的离散时间变量，其取值为tj，其中j=1，2，3，…，n，其概率密度为公式（1）。
令Sj（t）为生存函数（survivor function），又叫累积生存函数，来表示研究对象生存时间大于t的概率，本文中具体表示某种产品出口的持续时间超过t年的概率，在t1=0时刻的时候，生存率为1。而随着t增加，生存率逐步递减，该离散型随机变量的生存函数表示为公式（2）。
而风险函数是生存分析中的另一个基本函数，用h（t）来表示，又称危险函数，意思是一个生存到t-1时刻的对象，在t期死亡的概率极限，在本文中表示某种产品出口某国在t-1期还在出口，但在t期却退出了该国市场的概率，即公式（3）。
在这里S（t0）=1。因为T是对象的生存时间，且t0是一个虚拟的量，其取值为0≤x0 生存函数可以写成条件概率的乘积形式，见公式（5）。
因此，生存函数和风险函数可以通过以下的式子进行转换，见公式（6）。
3.2 非参数估计
生存函数的非参数估计由K-M乘积极限估计式给出，即
假设有n个独立的观测值标记是（tj，cj），j=1，2，3，…，n，其中，tj表示生存时间，cj表示观测值j的结尾指示变量，如果和预期结果相符，那cj取为1，否则就是0。其中，nj指的是在j期处于危险状态的产品持续时间段的数量，dj指的是同一时间段内观测到的退出目的国市场的产品持续时间段的数量。此时，风险函数的非参数估计式为公式（8）。 3.3 数据来源
本文选用CEPII-BACI数据库2002-2014年中国出口西亚各国数据进行分析，分类标准为02版HS6分位数。在处理数据的时候考虑了以下两点：
（1）多个时间段问题，它的存在对出口持续时间的分步特征不会产生实质的影响。
（2）数据删失问题，本文通过删失初始年份为2002年的持续时间段可以处理左删失的问题，而设定删失指示变量则可以有效解决右删失的问题。
4 出口持续时间实证结果分析
4.1 中国对西亚地区出口持续时间的描述性统计
笔者对中国出口到西亚地区产品的出口持续时间进行了统计分析，鉴于篇幅，以伊朗、沙特阿拉伯、阿联酋为例，对于伊朗来说，33.38%的出口持续时间仅持续了1年，60.59%的出口持续时间仅持续了5年，只有39.42%的持续时间在5年以上；沙特仅有41.86%的持续时间在5年以上；沙特只有45.47%的持续时间在5年以上。其他国家的出口时间分析依此类推。可以看出，每个国家都存在多个持续时间，这说明贸易关系很不稳定，持续5年以上的概率都很低，说明出口的风险很大。
总体来说，我国对每个国家的贸易关系都存在多个持续时间段，这说明我国产品出口西亚地区存在频繁的进入和退出。
4.2 中国出口西亚地区的生存函数估计
4.2.1 出口生存函数的总体估计
本文采用生存分析方法构建中国出口西亚地区的生存函数和风险函数，从而观察分析双方贸易时间的特征，可以得到表2。
从表2中可以看出，出口持续时间的平均数为4.344年，生存率大于等于1年的概率为56.76%，大于等于10年的概率为17.03%。而一年的风险率为43.24%，处于较高水平。
研究发现，中国产品对西亚地区的出口持续時间普遍较短，且随着时间的推移，生存时间越来越小但速度却越来越慢，这和Besedes、Prusa的结论一致。风险估计函数存在明显的“门槛效应”，5年是生存时间的“门槛值”（此处导数最小），即贸易持续时间若维持5年以上，则之后失败风险将显著降低。由此本文可以得出一个结论：相对于建立新的贸易关系，维持现有的贸易关系更重要。
4.2.2 基于初始贸易额的估计
Besedes、Prusa曾提到过，初始贸易额越大，则贸易持续时间越长。本文中，把中国出口西亚地区的初始贸易值划分为三个等级：高初始贸易值、中等初始贸易值和低初始贸易值。从图1中明显得出结论：中国出口产品的初始贸易值越高，则生存时间越长，生存率越高。这给我们的启示是：政府和企业要重点关注初始贸易额较高的贸易与产品。
4.2.3 基于出口目的国收入水平的估计
按照世界银行2014年的标准，依照年均国民总收入1 045美元与12 375美元两个档位将20国划分为低收入、中等收入和高收入国家。我们的预期是：收入水平越高的国家出口持续时间越长久。从图2中可以看出，高收入国家的持续时间高于中等收入国家，中等收入国家的持续时间高于低收入国家，这与预期一致。这给人们的启示是：要多向人均收入水平高的国家出口产品，这样可以提高产品生存率。
5 结 语
本文研究表明中国对西亚国家的出口持续时间普遍较短，贸易关系数较多，持续时间的平均值为4.344年。持续时间生存率大于等于1年的概率仅为56.76%，大于等于10年的概率为17.03%。研究发现中国对西亚贸易关系具有负的时间依赖性，在贸易联系建立的初期风险急剧上升，而随着时间推移变动的幅度越来越小。还发现风险函数存在明显的“门槛效应”。
因此，我国在制定贸易政策时，不能一味要求贸易多元化，而是要充分考虑出口持续时间的影响，在增加出口产品的初始贸易值的同时，提高产品附加值，改善出口产品品质，增强国家竞争力。
主要参考文献
[1]Besede? Tibor
[关键词]西亚地区；贸易关系；生存分析；出口持续时间
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.22.077
[中图分类号]F752.62 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2016）22-0-03
1 中国出口产品研究现状
出口持续时间的研究对于保障出口贸易的平稳发展具有重要意义。贸易关系的持续时间指的是某一产品从进入某一国外市场直至退出该市场（中间没有时间间隔）所经历的时间。传统的国际贸易理论通常着眼于国家层面来研究贸易流量的增长，其中隐含的假设前提是贸易关系一旦建立就会持续发展下去。然而事实上并非如此，在实际贸易活动中贸易通常不稳定。经典贸易理论对于贸易持续时间的判断并没有得到微观经验的支持，所以越来越多的国内外学者开始研究出口持续时间的贸易特征。目前虽然有很多学者已经对国家贸易中的贸易持续期进行过研究，但鲜有文献触及在一带一路战略背景下探究贸易持续期的作用特征。由于“一带一路”是新时期中国提出的促进经贸合作的伟大战略，故本文在此背景下，研究中国对一带一路沿线国家出口贸易持续时间的特征。（本文西亚地区的范围采取百度中的地理范围，总共20国。）
根据数据的可获得性，本文的研究时间段为2002-2014年，数据来源为CEPII-BACI数据库，一个典型的出口持续情况如下。
表1是中国对某国部分产品的出口情况，HS编码是6分位编码，★号表示该年度对目的国的出口行为，spells代表贸易关系数，即连续出口行为的数量，而当贸易关系数大于1的时候，就出现了“多重贸易关系”。从上表可以看出，示例产品的出口行为并不持续，且持续时间较短。如编码为230320的产品中断出口了两年；编码为230610的产品在出口三年后停止出口；编码为230320、230800的产品都出现了多段贸易关系，且每段的出口持续时间都较为短暂。
笔者发现，中国产品的出口存在顯著的负时间依赖性，即：如果某种产品能够连续出口某个市场超过几年，那么之后它退出该市场的风险就会大大降低。从贸易政策角度来看，如果在中国出口某个市场之后又很快退出了该市场，这必然导致资源的浪费。所以盲目促进产品出口（推崇市场多元化）却忽视该产品的出口持续时间，这样的政策显然是不合理的。本文通过详细研究出口持续时间的各种内在特征，为政府、企业提供决策参考和依据。
2 贸易持续时间文献综述
首先研究贸易持续时间的是外国学者Besedes、Prusa，他们采用1972-1988年T7分位以及1989-2001年的HS10分位对美国进口贸易持续时间进行分析，结果发现中位数时间非常短，仅仅是2～4年，有30%的贸易联系持续时间存在多个贸易片段，且在多个贸易片段联系，多数是两个时间段，不到10%的贸易联系存在三个及三个以上时间片段，这说明美国进口贸易联系的不稳定性。
纵观国内，学者们对于贸易持续时间的研究始于2010年以后。何树全、张秀霞采用生存分析法对中国出口到美国的农产品贸易数据进行了分析，得出整体上中国农产品在美国市场生产生存力较弱的结论。余华、漆雁斌 等人的研究表明中国对美国农产品出口持续时间普遍较短，中位生存时间为2年，59.2%的持续时间段在2年内消失。并且中美农产品贸易关系的风险函数存在明显的“门槛效应”，5年是生存时间的“门槛值”。
3 中国对西亚地区出口持续时间研究
3.1 模型设定
本文采用生存分析方法来构建中国出口西亚地区的生存函数，从而观察贸易关系。它最开始应用于生物医学领域，后来Besedes、Prusa把该模型应用到国际贸易领域来分析美国进口贸易持续时间。
令T代表起始事件和终点事件之间的时间间隔，在文中表示为中国某种产品出口某个国家的生存时间，由于T是个离散变量，因此假设T为随机的离散时间变量，其取值为tj，其中j=1，2，3，…，n，其概率密度为公式（1）。
令Sj（t）为生存函数（survivor function），又叫累积生存函数，来表示研究对象生存时间大于t的概率，本文中具体表示某种产品出口的持续时间超过t年的概率，在t1=0时刻的时候，生存率为1。而随着t增加，生存率逐步递减，该离散型随机变量的生存函数表示为公式（2）。
而风险函数是生存分析中的另一个基本函数，用h（t）来表示，又称危险函数，意思是一个生存到t-1时刻的对象，在t期死亡的概率极限，在本文中表示某种产品出口某国在t-1期还在出口，但在t期却退出了该国市场的概率，即公式（3）。
在这里S（t0）=1。因为T是对象的生存时间，且t0是一个虚拟的量，其取值为0≤x0
因此，生存函数和风险函数可以通过以下的式子进行转换，见公式（6）。
3.2 非参数估计
生存函数的非参数估计由K-M乘积极限估计式给出，即
假设有n个独立的观测值标记是（tj，cj），j=1，2，3，…，n，其中，tj表示生存时间，cj表示观测值j的结尾指示变量，如果和预期结果相符，那cj取为1，否则就是0。其中，nj指的是在j期处于危险状态的产品持续时间段的数量，dj指的是同一时间段内观测到的退出目的国市场的产品持续时间段的数量。此时，风险函数的非参数估计式为公式（8）。 3.3 数据来源
本文选用CEPII-BACI数据库2002-2014年中国出口西亚各国数据进行分析，分类标准为02版HS6分位数。在处理数据的时候考虑了以下两点：
（1）多个时间段问题，它的存在对出口持续时间的分步特征不会产生实质的影响。
（2）数据删失问题，本文通过删失初始年份为2002年的持续时间段可以处理左删失的问题，而设定删失指示变量则可以有效解决右删失的问题。
4 出口持续时间实证结果分析
4.1 中国对西亚地区出口持续时间的描述性统计
笔者对中国出口到西亚地区产品的出口持续时间进行了统计分析，鉴于篇幅，以伊朗、沙特阿拉伯、阿联酋为例，对于伊朗来说，33.38%的出口持续时间仅持续了1年，60.59%的出口持续时间仅持续了5年，只有39.42%的持续时间在5年以上；沙特仅有41.86%的持续时间在5年以上；沙特只有45.47%的持续时间在5年以上。其他国家的出口时间分析依此类推。可以看出，每个国家都存在多个持续时间，这说明贸易关系很不稳定，持续5年以上的概率都很低，说明出口的风险很大。
总体来说，我国对每个国家的贸易关系都存在多个持续时间段，这说明我国产品出口西亚地区存在频繁的进入和退出。
4.2 中国出口西亚地区的生存函数估计
4.2.1 出口生存函数的总体估计
本文采用生存分析方法构建中国出口西亚地区的生存函数和风险函数，从而观察分析双方贸易时间的特征，可以得到表2。
从表2中可以看出，出口持续时间的平均数为4.344年，生存率大于等于1年的概率为56.76%，大于等于10年的概率为17.03%。而一年的风险率为43.24%，处于较高水平。
研究发现，中国产品对西亚地区的出口持续時间普遍较短，且随着时间的推移，生存时间越来越小但速度却越来越慢，这和Besedes、Prusa的结论一致。风险估计函数存在明显的“门槛效应”，5年是生存时间的“门槛值”（此处导数最小），即贸易持续时间若维持5年以上，则之后失败风险将显著降低。由此本文可以得出一个结论：相对于建立新的贸易关系，维持现有的贸易关系更重要。
4.2.2 基于初始贸易额的估计
Besedes、Prusa曾提到过，初始贸易额越大，则贸易持续时间越长。本文中，把中国出口西亚地区的初始贸易值划分为三个等级：高初始贸易值、中等初始贸易值和低初始贸易值。从图1中明显得出结论：中国出口产品的初始贸易值越高，则生存时间越长，生存率越高。这给我们的启示是：政府和企业要重点关注初始贸易额较高的贸易与产品。
4.2.3 基于出口目的国收入水平的估计
按照世界银行2014年的标准，依照年均国民总收入1 045美元与12 375美元两个档位将20国划分为低收入、中等收入和高收入国家。我们的预期是：收入水平越高的国家出口持续时间越长久。从图2中可以看出，高收入国家的持续时间高于中等收入国家，中等收入国家的持续时间高于低收入国家，这与预期一致。这给人们的启示是：要多向人均收入水平高的国家出口产品，这样可以提高产品生存率。
5 结 语
本文研究表明中国对西亚国家的出口持续时间普遍较短，贸易关系数较多，持续时间的平均值为4.344年。持续时间生存率大于等于1年的概率仅为56.76%，大于等于10年的概率为17.03%。研究发现中国对西亚贸易关系具有负的时间依赖性，在贸易联系建立的初期风险急剧上升，而随着时间推移变动的幅度越来越小。还发现风险函数存在明显的“门槛效应”。
因此，我国在制定贸易政策时，不能一味要求贸易多元化，而是要充分考虑出口持续时间的影响，在增加出口产品的初始贸易值的同时，提高产品附加值，改善出口产品品质，增强国家竞争力。
主要参考文献
[1]Besede? Tibor