一、引言

贸易便利化是“双循环”新发展格局背景下推动国际循环发展的重要手段之一。为应对全球大变局，2020年习近平总书记提出“要推动形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”，这是基于当前国际形势与国内环境提出的重大战略，也是重塑中国国际合作与创造中国贸易新优势的重要抉择。^[1]以国内大循环为主体，绝不是关起门来封闭运行，而是要更好地利用国内国际两个市场、两种资源，实现更加强劲、可持续的发展。在新冠疫情爆发背景下，经济发展和生命健康是世界各国重点关注的两大主题。2020年初开始的新冠肺炎疫情不但破坏了世界各国的经济发展，而且严重威胁人类健康，医药产品的刚性需求进一步加大。中药历史悠久，是中国传统国粹，不仅具有显著的药用功效，还有突出的保健养生优势。自古以来，中药在预防和治疗常见病、慢性病、疑难杂症和新发传染病方面表现出独特作用和价值，是抗击人类疾病的重要保障。^[2]在抗击新型冠状病毒过程中，中药进一步显示出独特效果，以“三药三方”为代表的中药在抗疫阻击战中发挥的显效作用令全球瞩目。^[3][4]经过这次疫情检验，中药产业再次被证明具有巨大发展潜力，不仅是实现“健康中国2030”规划目标的重要保障，而且通过国际循环还可以满足国际消费需求进而成为国际贸易增长点。

基于中国—东盟自贸区全面建成的历史机遇，进一步提高贸易便利化水平，对推动国际循环、促进中药贸易发展具有重要意义。中国西南省区与东盟国家具有发展经贸合作的地缘优势和人文、经贸方面往来的基础，中国与东盟于2002年签订了《中国—东盟全面经济合作框架协议》，2010年中国—东盟自贸区全面建成，为中国与东盟对外贸易发展创造了稳定的政治、经济环境。^[5]2016年中国《中医药“一带一路”发展规划(2016—2020)》的提出为中国与“一带一路”沿线国家中药合作与贸易进一步发展奠定了基础，^[6]为中药国际贸易新格局的构建创造了条件。^[7]2018年中国对东盟中药出口量占到“一带一路”沿线国家中药出口量的54%，东盟多国也常年占据中国的中药材及饮片、保健品、植物提取物三种中药产品前十大出口市场，中国与东盟国家中药贸易发展潜力巨大。^[8]近年来，中国积极开展与东盟国家的中医药交流合作，并取得显著成效。随着中国—东盟自贸区的建设发展，目前零关税已经覆盖双方90%—95%税目产品，关税对于贸易的阻碍作用越来越小。然而作为药品，中药对运输、贮存与保管有较高要求，否则容易发生变色、变软、异味、霉烂、虫蛀等变质现象，影响中药疗效，因此中药产品在出口过程中受一国贸易便利化水平影响较大。东盟各国大多为发展中国家，存在铁路、港口、航空等运输设施不健全，海关程序繁琐，金融服务不够完善等问题，这些基础设施、海关效率、贸易环境等方面产生的技术性、机制性障碍增加了贸易成本，对中国与东盟中药贸易带来不利影响，成为制约贸易发展的重要因素。^[9]因此，贸易便利化作为降低贸易成本的重要方面，成为世界各国促进贸易发展的新着力点。2022年初，东盟十国发起的《区域全面经济伙伴关系协定》(RCEP)生效实施，必将进一步促进亚太地区开放型经济发展，推动自由贸易区发展进程。在中国加速推进国内国际“双循环”相互促进的新发展格局背景下，自由贸易区作为国际循环的主要通道，探明如何提高贸易便利化水平，对于更好地促进国际循环，推动中药产品国际贸易发展具有重要现实意义。

二、文献综述

相关学者就贸易便利化对贸易的影响与中药贸易开展了系列研究，为本研究奠定了逻辑基础。

(一) 贸易便利化

目前对贸易便利化的研究集中在贸易便利化对贸易的影响和便利化水平测算两个方面。2003年，Wilson等研究发现贸易便利化水平的提升可以促进相应贸易量的显著增长。^[10]此后，相关学者进一步探索了贸易便利化促进贸易量增长的作用机理。例如，有学者测算了东盟各国贸易便利化水平，实证检验了运输基础设施、信息和通信技术对东盟的贸易流量有明显促进作用。^[11]学者通过探讨贸易便利化如何影响东非卡车运输服务的价格，发现一系列贸易便利化措施降低了运输的时间和成本。^[12]学者还分别从“较贫穷”国家和“高收入”国家视角分析不同国家贸易便利化水平，发现贸易便利化水平改善可以促进各种国家的出口多样化。^[13][14]随着“一带一路”倡议的提出与推动，“一带一路”沿线国家贸易便利化的相关研究成为热点。有学者利用贸易引力模型与最小二乘法实证分析“一带一路”沿线国家贸易便利化对贸易的影响，^[15][16]发现“一带一路”沿线国家贸易便利化改善不但对出口贸易具有积极影响，而且对双边贸易流量都有正向促进作用。^[17]

在贸易便利化水平测算方面，因为贸易便利化概念还未统一，并且尚未建立统一、全面的贸易便利化水平评价指标体系，所以目前贸易便利化水平的测算结果存在差异。在贸易便利化对贸易的影响方面，目前研究多集中于便利化水平对双边贸易流量的影响、贸易便利化促进贸易量增长的作用机理两个方面，研究贸易便利化对特定产品贸易影响的文献较少。然而，随着新冠肺炎疫情在全球持续扩散，研究如何提升贸易便利化水平进而促进中国中药产品出口贸易具有重要现实意义。

(二) 中药贸易

中国是中医药发源地，中医药产业历史悠久。^[18]早期，国际上学者对中药的研究主要包括认识中医中药、探讨药用价值、分析发展潜力等。1998年，John和Sumaira研究了中药对皮肤病的治疗效果与不良反应。^[19]之后，学者从中医针灸、中药药用功能价值等方面分析了中药的基本原理与药用依据。^[20]随着国际上对中药认识的不断深入，研究中药国际化发展的文献逐渐增多。有学者通过分析中西医药理论的不同，研究促进中药发展的途径，提出设立适用于中药的独立质量标准、确立其在西方国家的合法性十分重要。^[21]同时，有学者研究了新加坡及欧盟等国对中药产品的市场准入要求，认为监管方式与市场准入对中药国际化具有重大影响，^[22][23]并通过全面分析当前中药国际市场发展现状与面临的挑战，提出推动中药国际化发展的解决方案。^[24]国际上不断增加的研究表明，随着人们对中药研究的不断深入和“一带一路”倡议的提出，中药逐渐得到世界广泛认可和接受，中药产品国际贸易具有积极的发展态势。

中药产业是中国医药产业的重要组成部分，2018年世界卫生组织首次将中医纳入其具有全球影响力的医学纲要。中国学者从中药贸易规模、产品结构、出口市场等不同方面分析了中国中药产品的出口贸易现状。^[25][26]其中，学者在“一带一路”倡议的大背景下，对中国与东盟中药贸易发展进行了较多研究。通过分析中国—东盟自贸区协议正式实施初期中国与东盟的中药贸易现状，发现自贸区建设推动中国中药贸易走上了快速发展轨道。^[27]结合“一带一路”倡议背景定性分析了10年来中国与东盟中药贸易的需求与发展情况，结果显示，中国出口东盟中药市场存在较大发展空间但受到各国中药注册登记制度的制约。^[28]有学者以东盟国家为代表，运用数据包络法进行定量分析，发现“一带一路”倡议促进了东盟中药领域的技术进步。^[29]在现状分析的基础上，学者进一步探讨中药国际贸易发展策略，提出搭建贸易合作平台、推进中医药标准化、减少技术性贸易壁垒、加快中药产业转型升级等建议。^{[30] [31] [32]}从中国—东盟自贸区成立至今，中国对东盟中药贸易额由2010年4.276亿美元增长到2020年11.355亿美元，年均增长率为10.26%。2020年全球新冠肺炎疫情爆发后，有研究发现，中药对新冠病毒有显著抑制作用，并且探明了中药抑制新冠肺炎的药效机制，^[33][34]这将会增进世界各国对中药的认可。新冠疫情再次凸显了中药的重要地位，为中药产业发展创造了新机遇。

综上，目前对中药进出口贸易的定量研究较少，更鲜见在自贸区建设背景下将贸易便利化应用到中药产品国际贸易中的实证研究。因此，本文在中国—东盟自贸区成立的基础上，聚焦东盟地区，构建更加全面、系统的贸易便利化综合评价指标体系，测算东盟贸易便利化水平。进一步将测算结果引入构建的拓展引力模型，实证分析贸易便利化水平对中药产品出口贸易的影响，为提出促进中药产品国际贸易高质量发展的对策建议提供理论依据。

三、东盟贸易便利化水平测算及分析 (一) 贸易便利化综合评价指标体系的构建

本文首先在已有研究基础上对传统一级指标进行完善，确定本文贸易便利化综合评价指标体系。^[10]然后借鉴部分学者构建指标体系的方法，^[35]更加详细、准确地构建细化到三级指标的指标体系。同时借鉴已有研究在细分指标中加入与特定产品贸易有关指标的做法，^[36]选取能够体现中药贸易特点的指标作为补充。最后，根据中国—东盟自贸区贸易的实际情况，结合最新公布的《贸易便利化协定》，确定贸易便利化综合评价指标体系，涵盖4个一级指标，11个二级指标，41个三级指标，见表 1。指标体系基本覆盖了贸易便利化所涉及的各方面因素，测度范围更广、更全面，避免了指标交叉性问题，保证测度结果更加科学、精准、有效。

本文指标数据来源于《全球竞争力报告》(GCR)、《全球促进贸易报告》(GETR)、《全球信息技术网络发展报告》(GITR)和《国际清廉指数报告》(CPI)。对来源于GCR、GETR中指标数据的缺失，以该指标2012—2016年变化趋势线为基础，判断缺失数据应处于的区间，结合数据其余年份的变动幅度，对缺失数据进行估计；对无法判断变化趋势的其他数据，通过取缺失年份临近两年数据均值的方式进行估计。2011—2017年缅甸数据缺失严重，考虑到缅甸在东盟地区所占的中国—东盟中药出口贸易份额仅为1.05%，以此判断剔除缅甸不会对研究结果产生较大偏差。因此，本文选取东盟除缅甸外9个国家，测算其2011—2017年贸易便利化水平。

(二) 数据处理与贸易便利化水平测算

由于三级指标的数据区间、数据来源、统计口径各有不同，需将数据进行标准化处理。首先，参考《全球贸易便利化报告》和《全球竞争力报告》的方法，对数据进行范围标准化处理，使统计区间不明的指标数据的取值固定在1—7之间。^[37]对T₁₁、T₁₂、T₁₃、T₂₂指标的原始数据，按照公式(1)进行处理；对C₂₁、C₂₃指标的原始数据，按照公式(2)进行处理。其次，通过线性变换，将所有三级指标的原始数据标准化处理为0—1间的标准值，如公式(3)。最后，采用公式(4)对各一级指标数据进行标准化处理。其中，X_new表示三级指标范围标准化处理后的数值，X_ji表示需进行处理的三级指标原始值，X_max表示该指标可取的最大值，X_min表示该指标可取的最小值，x_ji表示各三级指标标准化后的数值，Y_ji表示各三级指标确定固定取值区间后的数值，Z_j表示一级指标标准化后的数值。

$ X_{n e w}=6 \times \frac{X_{j i}-X_{min }}{\left(X_{max }-X_{min }\right)}+1 $

(1)

$ X_{ {new }}=-6 \times \frac{X_{j i}-X_{min }}{\left(X_{max }-X_{min }\right)}+7 $

(2)

$ x_{j i}=\frac{Y_{j i}}{X_{max }} $

(3)

$ Z_{j}=\frac{\sum_{i=1}^{n} x_{j i}}{n} $

(4)

采用主成分分析法测算贸易便利化水平。首先，对各三级指标标准值进行KMO检验和Bartlett球形度检验。KMO检验值为0.900，Bartlett检验P值为0.000，表明数据非常适合进行主成分分析。其次，对数据进行主成分分析并使方差最大化旋转，得到各主成分的特征值、方差贡献率和累计方差贡献率。根据主成分特征根大于1、提取的主成分至少保留原始变量80%以上信息的标准，提取前4个主成分Comp1、Comp2、Comp3、Comp4。在保证两两互不相关的情况下，共计提取了41个指标的88.968%的信息。^[38]再次，利用SPSS分析结果，得出各三级指标在4个主成分中线性组合的系数(表 2)，由此得到各个主成分的表达式^①。

① 由于篇幅限制，本文未汇报各主成分的特征值、方差贡献率及累计方差贡献率，若有需要可向作者索取。

然后，以每个主成分三级指标的系数乘以该主成分的方差贡献率，再除以4个主成分的累计方差贡献率(88.968%)，之后进行求和，得到贸易便利化水平综合评价模型如下：

Comp= 0.111R₁₁ + 0.144R₁₂ + 0.101R₁₃ + 0.126R₁₄ + 0.114R₁₅ + 0.119R₂₁ + 0.111R₂₂ + 0.122R₂₃ + 0.134R₂₄ + 0.106R₂₅ + 0.113R₂₆ + 0.128R₂₇ + 0.121T₁₁+ 0.143T₁₂ + 0.133T₁₃ + 0.144T₁₄ + 0.109T₂₁ + 0.143T₂₂ + 0.116T₃₁ + 0.141T₃₂ + 0.143T₃₃ + 0.126T₃₄ + 0.151T₄₁ + 0.118T₄₂ + 0.143T₄₃ + 0.140T₄₄ + 0.120C₁₁ + 0.080C₁₂ + 0.142C₂₁ + 0.134C₂₂ + 0.110C₂₃ + 0.122C₃₁ + 0.123C₃₂ + 0.150C₃₃ + 0.086F₁₁ + 0.116F₁₂ + 0.108F₁₃ + 0.124F₁₄ + 0.143F₂₁ + 0.151F₂₂ + 0.119F₂₃

最后，计算综合评价模型表达式中各三级指标系数占全部系数和的比重来进行归一化处理，可以得到各三级指标权重。将各一级指标下三级指标权重进行加总得到四个一级指标权重。依据计算得出的权重大小，依次排序为：基础保障与物流运输(T：0.365)、政府管理与监管规制(R：0.278)、海关与边境管理(C：0.192)、金融与电子商务(F：0.165)。通过公式(5)，得到2011—2017年东盟9国的贸易便利化水平(表 3)，分值范围为0—1，越接近1，贸易便利化水平越高。其中，TWTFI为各国贸易便利化水平值，W_j为一级指标权重，Z_j为标准化后的一级指标数值。

$ T W T F I=\sum\limits_{j=1}^{4} W_{j} Z_{j} $

(5)

(三) 贸易便利化水平测算结果分析

一方面，东盟9国2011—2017年贸易便利化水平差异较大。依据表 3结果绘制东盟9国贸易便利化水平图(图 1)。本文将东盟贸易便利化水平分为非常便利、比较便利、一般便利、不便利、最不便利五个等级，得分区间分别为[0.8, 1]、[0.7, 0.8)、[0.6, 0.7)、[0.5, 0.6)、[0, 0.5)。结果显示，新加坡是东盟地区贸易便利化水平最高的国家，为贸易非常便利国家；马来西亚贸易便利化水平次之，除2015年外其余年份为贸易比较便利国家；文莱、泰国、印度尼西亚分别位于三、四、五名，处于一般便利等级；菲律宾、越南为贸易不便利国家；柬埔寨和老挝的贸易便利化水平最低，大部分年份为贸易最不便利国家。

另一方面，东盟9国贸易便利化水平主要影响因素差异较大。以一国2011—2017年在该指标的平均得分代表该国该项指标的得分，绘制东盟9国贸易便利化不同指标水平图(图 2)。结果显示，在四个一级指标方面，东盟9国间存在显著差距，大部分国家四个一级指标的表现比较平均。特别是新加坡，四个指标的得分都遥遥领先，马来西亚次之。也有一些国家在某些特定方面表现较为突出，文莱在政府管理与监管规制上具有比较突出的优势，获得了与其他几项相比较高的得分；菲律宾在金融与电子商务、海关与边境管理上表现较为突出；泰国在海关与边境管理上有较高得分。也有一些国家整体表现不佳，老挝在海关与边境管理、基础保障与物流运输、金融与电子商务三方面表现都最差。柬埔寨在政府管理与监管规制方面表现最差，水平有待进一步提升。

四、东盟贸易便利化对中国中药出口影响的实证分析

本文构建了包含贸易便利化综合指标以及贸易便利化四个一级指标的拓展引力模型，通过实证检验，分别分析东盟贸易便利化综合指标与四个一级指标对中国中药出口的影响。

(一) 模型构建及数据说明

在传统贸易引力模型的基础上进行拓展，除经济总量、人口总量、地理距离等常见变量外，参考相关学者研究，将贸易开放程度、^[39]贸易便利化水平两个变量引入模型。^[40]同时，考虑到中药产品的特性，将与中药产品贸易相关的文化距离、^[41]卫生支出水平、^[42]是否以独立国家身份加入国际植物药监管合作组织等因素引入模型。^[40]中药作为中国特色医药产品，具有很强的文化属性，文化距离可以反映中药进口国对中国文化的认同程度与对中医药文化的亲近程度，从而影响中药出口。一国卫生支出水平越高，对中药产品的需求越强烈，对中药的进口需求越大。植物药在中药中占据较大比例，加入植物药监管合作组织，可以通过组织间日常沟通深入了解植物药信息，促进植物药的推广、应用与监管，从而促进中药贸易。因此，引入上述变量构建拓展的贸易引力模型，分析东盟贸易便利化对中国中药出口的影响。为减少数据波动的影响，将除虚拟变量以外所有变量取对数，设定模型如公式(6)。为进一步研究贸易便利化具体指标对中药出口贸易的影响，以便更有针对性地提出建议，在总模型基础上，将贸易便利化四个一级指标依次代替贸易便利化综合指标引入模型，构建四个模型如公式(7)—公式(10)：

$ \begin{array}{l} \;\;\;\;Ln\;{Y_{ijt}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Ln\;GD{P_{jt}} + {\alpha _2}Ln\;PO{P_{jt}} + {\alpha _3}Ln\;DIS{T_{ij}} + {\alpha _4}Ln\;C{D_{ij}} + {\alpha _5}Ln\;TWTF{T_{jt}} + {\alpha _6}Ln\;\\ OPE{N_{jt}} + {\alpha _7}Ln\;CHE{P_{jt}} + {\alpha _8}IRC{H_{jt}} + {\varepsilon _{ijt}} \end{array} $

(6)

$ \begin{array}{l} \;\;Ln\;{Y_{ijt}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Ln\;GD{P_{jt}} + {\alpha _2}Ln\;PO{P_{jt}} + {\alpha _3}Ln\;DIS{T_{ij}} + {\alpha _4}Ln\;C{D_{ij}} + {\alpha _5}Ln\;{R_{jt}} + {\alpha _6}Ln\;OPE{N_{jt}}\\ + {\alpha _7}Ln\;CHE{P_{jt}} + {\alpha _8}IRC{H_{jt}} + {\varepsilon _{ijt}} \end{array} $

(7)

$ \begin{array}{l} \;\;Ln\;{Y_{ijt}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Ln\;GD{P_{jt}} + {\alpha _2}Ln\;PO{P_{jt}} + {\alpha _3}Ln\;DIS{T_{ij}} + {\alpha _4}Ln\;C{D_{ij}} + {\alpha _5}Ln\;{T_{jt}} + {\alpha _6}Ln\;OPE{N_{jt}}\\ + {\alpha _7}Ln\;CHE{P_{jt}} + {\alpha _8}IRC{H_{jt}} + {\varepsilon _{ijt}} \end{array} $

(8)

$ \begin{array}{l} \;\;Ln\;{Y_{ijt}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Ln\;GD{P_{jt}} + {\alpha _2}Ln\;PO{P_{jt}} + {\alpha _3}Ln\;DIS{T_{ij}} + {\alpha _4}Ln\;C{D_{ij}} + {\alpha _5}Ln\;{C_{jt}} + {\alpha _6}Ln\;OPE{N_{jt}}\\ + {\alpha _7}Ln\;CHE{P_{jt}} + {\alpha _8}IRC{H_{jt}} + {\varepsilon _{ijt}} \end{array} $

(9)

$ \begin{array}{l} \;\;\;Ln\;{Y_{ijt}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Ln\;GD{P_{jt}} + {\alpha _2}Ln\;PO{P_{jt}} + {\alpha _3}Ln\;DIS{T_{ij}} + {\alpha _4}Ln\;C{D_{ij}} + {\alpha _5}Ln\;{F_{jt}} + {\alpha _6}Ln\;OPE{N_{jt}}\\ + {\alpha _7}Ln\;CHE{P_{jt}} + {\alpha _8}IRC{H_{jt}} + {\varepsilon _{ijt}} \end{array} $

(10)

其中，Y_ijt表示中药出口额。以中药产品出口四大种类，即中药材及饮片、植物提取物、中成药和保健品为基础，结合《海关统计商品目录》《中华人民共和国进出口税则》，确定中药产品的海关HS编码，^② i表示中国，j表示中药进口国，t表示时间，α₀为常数项，α₁、α₂、α₃、α₄、α₅、α₆、α₇、α₈为待估参数，ε_ijt为随机误差项。文化距离计算采用文化距离指数(CDI)，计算公式如下：

$ C D_{i j}=\sum\limits_{k=1}^{6}\left[\left(I_{\mathrm{jk}}-I_{\mathrm{ik}}\right)^{2} / V_{k}\right] \div 6 $

(11)

② 参考柳燕和于志斌(2020)等学者对中药产品出口种类及海关编码的描述，经过拓展补充及对比分析，确定本文中药产品的6位HS海关编码：121110、121120、121130、121140、121150、121190为中药材及饮片，130211、130212、130213、130214、130219、330111、330112、330113、330119、330129、293890为植物提取物，0410、150410、150420、210690(0.046)为保健品，300490(0.130)为中成药，四种中药产品出口贸易总额表示中药产品出口贸易额。通过联合国商品贸易数据库获得中国对东盟各国中药产品出口贸易额。

其余各变量含义及数据来源如表 4所示。

(二) 模型检验与选择

对前文构建的拓展引力模型进行回归分析，可以判断各变量对中药产品出口贸易的影响。进行回归分析前需要对模型进行检验并选择适合的回归方法。

1、平稳性检验

本文对东盟9国2011—2017年的平衡面板数据进行回归前，为克服多重共线性影响，对相关变量进行相关系数分析，剔除了中国的GDP、人口等相关性较高的变量，只引入出口目的国的GDP与人口变量；为防止不平稳时间序列造成的伪回归问题，利用LLC检验法对随时间变化的变量进行检验，P值均为0.000(见表 5)，说明数据是平稳的，变量间存在稳定均衡关系，可以进行回归。

2、回归模型选择

面板数据分析中常用的模型包括固定效应模型、混合效应模型与随机效应模型三种。首先，对公式(6)的回归方法进行选择。学者一般认为固定效应模型(FE)无法对非时变变量进行估计，^[43]但本文模型中包含文化距离、地理距离等不随时间变化的变量，因此排除固定效应模型，利用LM检验判断随机效应模型和混合效应模型的适用性。LM检验结果P值大于临界值，显示混合效应模型优于随机效应模型。因此，最终确定用混合效应模型(OLS)对数据进行回归分析。其次，原理同上，对式(7)—(10)进行LM检验。最终检验结果均表明应选择混合效应模型，因此对于贸易便利化一级指标，也采用混合效应模型进行回归。

(三) 回归分析 1、贸易便利化综合指标回归分析

利用混合效应模型对公式(6)进行回归，分析东盟贸易便利化对中国中药出口的影响，结果如表 6。大部分变量在1%的水平上显著，符号与预期相符；R²较高为0.974，模型整体解释情况良好。回归结果表明，除贸易开放程度外，其余变量均对中国中药产品出口贸易有显著影响，其中东盟贸易便利化水平的影响最大。(1)东盟贸易便利化水平在所有变量中回归系数最大且在1%的水平上显著，回归系数为4.784，在其他影响因素保持不变的情况下，东盟贸易便利化水平每提高1%，中药出口额将提高4.784%。表明贸易便利化水平对中国中药产品出口贸易有最大程度的促进作用，东盟贸易便利化水平的改善可以有效促进中国中药出口贸易额增长。(2)一国的卫生支出水平(2.307)、是否以独立国家身份加入国际植物药监管合作组织(1.888)、人口总量(0.742)、GDP(0.566)均对中药产品出口贸易有显著促进作用。除GDP在5%的水平上显著外，其余变量均在1%的水平上显著。说明一国医疗卫生支出越多、以独立国家身份加入国际植物药监管合作组织、人口数量越多、经济体量越大，该国对医疗保健越重视、对中药的认可和使用越普遍，中药产品的需求也就越强烈。总之，这四个因素均有利于中国中药产品出口贸易发展。(3)地理距离(-2.088)、文化距离(-0.405)对中国中药产品出口贸易有阻碍作用，分别在1%、5%的水平上显著，说明地理距离、文化距离会增加商品运输、信息获取、沟通交流与文化接受的成本，从而对中国中药出口贸易产生负面影响。

2、稳健性检验

为进一步验证上面实证分析结果的稳定性，本文参考曾倩和曾先峰的做法，^[9]将主成分分析法计算出的便利化水平替换成采用简单平均法得出的贸易便利化水平，带入回归模型进行稳健性检验(模型2)。模型2与模型1回归结果基本一致，各变量在回归系数大小、显著性水平方面均未产生较大变化(见表 7)。这说明实证结果稳健，东盟贸易便利化综合指标对中国中药产品出口贸易的影响具有确定的趋势。

3、贸易便利化一级指标回归分析

为考察东盟贸易便利化不同方面对中国中药产品出口贸易影响的差异，进一步分析贸易便利化各一级指标对中药产品出口贸易的影响。采用混合效应模型进行回归分析，结果如表 8。表 8显示，调整后的R²均在90%以上，四个一级指标均通过1%或5%的显著性检验，符号与预期一致，拟合度较好，说明实证结果与实际情况相吻合。依据回归系数大小，四个指标依次为：海关与边境管理(5.648)、基础保障与物流运输(4.343)、金融与电子商务(2.460)、政府管理与监管规制(1.715)，均对中国中药产品出口贸易有显著促进作用。其中海关与边境管理水平的回归系数最大，东盟海关与边境管理水平每提高1%，中国对其中药产品出口额将增长5.648%，这表明海关效率、通关程序、非关税壁垒、边境管理等对中国中药产品出口的促进作用最大。基础保障与物流运输指标对中药产品出口贸易的影响也很显著。政府管理与监管规制水平的回归系数最小，东盟政府管理与监管规制水平每提高1%，将带动中国对其中药产品出口额1.715%的增长，表明四个一级指标中这一项对中药贸易的影响程度最小。

五、对策建议

为进一步促进中国对东盟中药产品出口贸易的高质量发展，本文从提升贸易便利化水平及构建双循环发展格局两个方面分别提出合作发展的对策建议。

(一) 加强合作，提升中国—东盟贸易便利化水平 1、加强海关合作，建立信息公开系统

通过有关部门、团体组织开展多方探讨，依托中国—东盟自贸区内相关政策、管理的优势与先进性，学习新加坡的“单一窗口”“无纸化”等成功做法，积极推广中国电子商务应用于海关实务的成功经验，提高中国—东盟海关效率及水平。为保证海关操作公开、透明，发布信息及时、准确，建议建立区域性海关政务及信息公开系统。通过联合监管提高中药信息共享水平，降低东盟各国获取中药信息的成本。通过联合政务公开提高柬埔寨、越南和老挝等国的海关办公效率及透明度，降低进出口环节的非常规支付和费用，总体把控系统风险，提高东盟区域整体海关与边境管理水平。

2、推进基础设施合作建设，搭建物流服务网络

中国—印尼基础设施国际合作交流会、中国—菲律宾基础设施合作论坛已分别于2018年、2019年成功召开。未来“一带一路”基础设施国际合作代表团应积极开展与更多东盟国家基础设施建设的合作，特别是加强与老挝的对话与沟通，实现互帮互助。建议中国与东盟各国通过对话，合作部署适用于中药产品流通的物流体系。联合东盟各国搭建全方位系统物流服务体系，根据不同中药产品的要求及特性，提高物流整体组合运作能力。利用现代网络技术，构建物流监控平台，实现多边物流信息查询与追踪，提高区域间货物周转效率，为贸易发展奠定基础。

3、拓展多方融资，构建联合支付系统

针对金融服务水平较低的柬埔寨、越南等国，可以通过中国进出口银行为其提供融资支持。东盟各国也可以通过中国—东盟投资合作基金、亚洲基础设施投资银行和丝路基金等平台改善本国融资环境。建议构建联合支付系统，推动中国、东盟双方跨境电子支付发展。通过召开研讨会，交流彼此电子支付发展的成功经验，构建同时支持多种语言的支付方式、可以实现自贸区内各国统一使用的联合支付系统，降低交易成本。

4、加强中药立法合作，增强知识产权保护

中国中药在海外推广面临的一个重要问题是其在海外国家的合法化。目前中药已在越南、新加坡两国以药品形式注册成功。中国还需积极推进与更多东盟国家中药合法化的谈判，加强双方在中医知识和技术等信息方面的交流，加强双方药品监管部门和药典委员会的对话与合作，以逐步推进中药国际合法化进程。中成药是中国出口东盟地区独具优势的产品，对知识产权保护有较高要求。中国应积极开展与更多国家在知识产权保护方面的对话与合作，通过交流会议、中药发展论坛等方式协助其提高知识产权保护水平。

(二) 依托中国—东盟自贸区，推动中国中药产品贸易国际循环发展

贸易便利化是自贸区建设的目标，同时也是推动自贸区发展、连接国际循环的手段。中国—东盟自由贸易区作为对外开放的功能区，通过畅通资金流、信息流、物流、技术流与人才流等要素，不断提高贸易便利化水平，为对外贸易创造了良好的贸易条件，带动了中药产品对外贸易健康、快速发展。因此，应依托中国—东盟自由贸易区优势，将自由贸易区作为连接国内与国际市场“双循环”的纽带与主要推动力，充分利用自贸区在信息、投资、运输、政策、贸易和人才等方面的便利条件，连接好中药贸易的内外循环，实现中国中药产品贸易“双循环”发展格局(见图 3)。

为做好国际循环，需要充分发挥自贸区的开放平台与创新平台等综合优势，通过扩大国际市场、整合国内外创新资源，加速解决中国中药产业发展的技术瓶颈，推动中药产业转型升级，更好地满足国际市场需求。同时，充分利用自贸区现有的政策优势探索外循环开放途径，并积极学习国际社会在推进贸易便利化进程中的先进经验，不断进行自我革新，调整我国的技术规范和管理制度，实现与东盟各国相应标准的适配与统一。中国目前与东盟国家开展了一系列中医药合作项目，根据国家中医药管理局数据，当前已经建立了30个“一带一路”沿线中医药海外中心和56个中医药对外交流合作基地项目。^[44]中国—东盟应以这些国际合作项目为依托，积极在科研交流、资金保障、资源保护与共享、文化交流、医药合作等多方面开展对话，加强中国与东盟间的中医药合作交流，促进一系列实质性成果的达成。通过加强国际合作畅通国际循环，实现国内与国际市场融通互动。由此，在贸易便利化条件下，国内与国际“双循环”相互促进，推动中药产业及中药产品贸易更好、更快发展。