陳 高，胡迎東

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

“一帶一路”的開展加強(qiáng)了我國(guó)東中西部區(qū)域的互動(dòng)合作，也影響著世界現(xiàn)有區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的格局。其他國(guó)家在對(duì)未來區(qū)域貿(mào)易協(xié)定戰(zhàn)略做出正確的選擇時(shí)，需要準(zhǔn)確評(píng)估“一帶一路”戰(zhàn)略效應(yīng)以作參考。立足于政策制定者，評(píng)估研究對(duì)于制定各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)策略，豐富和完善“一帶一路”的內(nèi)涵，進(jìn)一步推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)有著重要的意義。

關(guān)于貿(mào)易協(xié)定的效應(yīng)研究，對(duì)象上大多集中在歐盟、北美自由貿(mào)易協(xié)定、東盟自由貿(mào)易區(qū)以及整體層面的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定，方法上大多數(shù)運(yùn)用引力模型、一般均衡模型或者理論分析等。很少有人將目光投向中國(guó)締結(jié)的“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略，也較少有人使用在政策效應(yīng)評(píng)價(jià)上更具優(yōu)越性的傾向得分匹配的方法。因此，本文從“單國(guó)模式”出發(fā)，研究“一帶一路”戰(zhàn)略對(duì)雙邊貿(mào)易的影響；使用理論上更科學(xué)的傾向得分匹配方法進(jìn)行貿(mào)易協(xié)定簽訂的效果評(píng)價(jià)；采用傾向得分匹配方法，解決了傳統(tǒng)引力模型中內(nèi)生性的問題；多種匹配方法的相互驗(yàn)證使得本文的實(shí)證結(jié)果具有較高的可信度。

1 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.1 PSM模型的構(gòu)建

進(jìn)行“一帶一路”政策評(píng)估，是想要知道參與政策對(duì)個(gè)體的影響，然而此種影響需要與該個(gè)體不參與政策的行為作對(duì)比，即是說一個(gè)參與了“一帶一路”的個(gè)體，如果他不參與，結(jié)果會(huì)有什么變化？此種變化也被稱為ATT（Average Treatment Effect on the Treat）。因此簽訂“一帶一路”的平均政策效果可寫為：

然而式（1）中的 E[Y0|R&B=1]在現(xiàn)實(shí)中是無法得到的。但能夠使用符合條件獨(dú)立假設(shè)的控制組成員的平均貿(mào)易量E[Y0'|R&B=0]替代：

政策效應(yīng)評(píng)估中還有另外一個(gè)問題，即是政策的參與與否是一個(gè)自我選擇的過程，不是隨機(jī)的。決定自我選擇的個(gè)體能力往往不能觀測(cè)，如果是普通回歸，則易造成內(nèi)生性問題，產(chǎn)生選擇性偏差。

綜上所述，政策效應(yīng)評(píng)估的根本目標(biāo)，就是選擇一個(gè)可信的反事實(shí)樣本，并消除選擇性偏差。因此本文使用傾向得分匹配方法（PSM），通過個(gè)體在給定觀測(cè)變量時(shí)進(jìn)入處理組的條件概率，找出與參與者具有相同可觀察特征的非參與者，作為控制組，解決由于個(gè)體的多維可觀察特征所造成的匹配困難。若處理組成員與控制組成員有相似的傾向值，那么可以將控制組個(gè)體的雙邊貿(mào)易量Y作為處理組個(gè)體的反事實(shí)，ATT的估計(jì)式變成：

此外，若想保證PSM方法能讓選擇偏誤偏小，則需要盡可能滿足兩個(gè)條件。一是條件獨(dú)立假設(shè)，在給定的協(xié)變量X下，潛在的雙邊貿(mào)易量與“一帶一路”政策相互獨(dú)立；二是共同支持條件，在控制了協(xié)變量X的情況下，處理組和控制組國(guó)家簽訂“一帶一路”的概率處于（0，1）區(qū)間。

1.2 變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文基于引力模型的主要解釋變量選擇匹配變量，以國(guó)家總體經(jīng)濟(jì)規(guī)模、國(guó)家間地理距離、國(guó)家間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距、國(guó)家是否接壤、人口等國(guó)家特征作為匹配變量，將中國(guó)與各國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易作為結(jié)果變量，將是否加入“一帶一路”戰(zhàn)略計(jì)劃作為政策虛擬變量。考慮到“一帶一路”戰(zhàn)略提出時(shí)所引起的即時(shí)影響，本文樣本的時(shí)間是從提出“一帶一路”的2013年開始到2015年。由于各變量數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇64個(gè)沿線國(guó)家中的57個(gè)國(guó)家作為處理組，見表1。選擇世界范圍剩余的非“一帶一路”國(guó)家作為控制組，共123個(gè)國(guó)家。

表1 “一帶一路”處理組樣本國(guó)

國(guó)家總體經(jīng)濟(jì)規(guī)模用中國(guó)與各國(guó)的GDP之和代表，GDP的數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI以2010年為基期的不變價(jià)數(shù)據(jù)，表示為PGDP；國(guó)家間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差距以中國(guó)與各國(guó)的GDP之差的絕對(duì)值代表，表示為MGDP；國(guó)家間地理距離來自于CEPII數(shù)據(jù)庫，表示為DIST；各國(guó)的人口總數(shù)記為PO，數(shù)據(jù)來自于世界銀行；其他國(guó)家是否與中國(guó)接壤記為JR。中國(guó)與各國(guó)的進(jìn)口額記為IM，出口額記為EX，數(shù)據(jù)來自UN Comtrade與Wind數(shù)據(jù)庫。進(jìn)行分析時(shí)，考慮到數(shù)量級(jí)的不同，對(duì)除JR以外的數(shù)據(jù)均使用對(duì)數(shù)的形式。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 估計(jì)傾向得分值

首先進(jìn)行PSM方法的第一步，估計(jì)傾向得分值。本文采用Logit模型來進(jìn)行回歸，考察國(guó)家特征變量對(duì)于中國(guó)與他國(guó)結(jié)成“一帶一路”的影響。根據(jù)logit模型估計(jì)的回歸系數(shù)進(jìn)一步預(yù)測(cè)，可以得到兩個(gè)國(guó)家結(jié)成“一帶一路”的概率，作為下一步匹配所使用的傾向得分值。

從表2的估計(jì)結(jié)果可見，兩國(guó)之間的地理距離LNDIST、人口LNPO以及兩國(guó)是否接壤JR是兩個(gè)國(guó)家之間結(jié)成“一帶一路”戰(zhàn)略伙伴的主要影響因素，這些變量全部在5%的統(tǒng)計(jì)水平下具有顯著性。兩國(guó)總體的經(jīng)濟(jì)規(guī)模LNPGDP、兩國(guó)間經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異LNMGDP雖然在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，但從經(jīng)驗(yàn)分析上，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的變量是不可忽略的重要因素，因此依舊將其納入模型。

2.2 PSM匹配

進(jìn)行傾向值估計(jì)后，下一步將使用四種方法來匹配處理組和對(duì)照組成員的傾向值，得到處理組成員的平均處理效應(yīng)（ATT），并以“一帶一路”虛擬變量為自變量的簡(jiǎn)單回歸模型結(jié)果作為模型比較依據(jù)，如表3和表4所示。

表2 Logit回歸結(jié)果

表3 處理組的出口平均處理效應(yīng)（ATT）

表4 處理組的進(jìn)口平均處理效應(yīng)（ATT）

表3表明，出口對(duì)數(shù)值的ATT值絕大多數(shù)在1%或5%的顯著水平下大于0，這證明了“一帶一路”對(duì)于中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的出口有著促進(jìn)作用。具體到促進(jìn)作用的度量，以2013年為例，在四種匹配方法中，LNEX的ATT估計(jì)量的最大值為1.3854，最小值為1.2188，幾乎小于等于簡(jiǎn)單一元回歸結(jié)果，這說明PSM的確可以克服傳統(tǒng)回歸方法存在的自我選擇問題，提高實(shí)證結(jié)果的可信性，另外也可說明“一帶一路”可以使中國(guó)出口對(duì)數(shù)值最低增加1.2188，最多增加1.3854。

“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)中國(guó)與沿線國(guó)家的出口貿(mào)易有著正向的影響，從出口環(huán)境來看，各國(guó)合作所達(dá)成的政策溝通，有效地消除了貿(mào)易壁壘，大大提升了貿(mào)易便利化程度。從貿(mào)易結(jié)果來看，“一帶一路”戰(zhàn)略為國(guó)內(nèi)產(chǎn)能過剩與外匯儲(chǔ)備過剩尋找出路的初衷得到了基本實(shí)現(xiàn)。從需求端出發(fā)，一些沿線國(guó)家由于財(cái)政緊張、基建投資支出不足等原因?qū)τ诨A(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需求旺盛，而中國(guó)在發(fā)展中積蓄的大量經(jīng)驗(yàn)和產(chǎn)能可以滿足沿線國(guó)家的需求，此番舉措消耗了國(guó)內(nèi)過剩的產(chǎn)能，也在一定程度上緩解了國(guó)內(nèi)企業(yè)的出口壓力。

從表4數(shù)據(jù)可以看出，進(jìn)口對(duì)數(shù)值的ATT值絕大多數(shù)在5%的水平下顯著，且符號(hào)為正，這證明了“一帶一路”對(duì)于中國(guó)與沿線國(guó)家的進(jìn)口貿(mào)易有著正向的作用。同以2013年為例，LNIM的ATT估計(jì)量的最大值為2.4926，最小值為1.7496，說明“一帶一路”可以使中國(guó)出口最低增加1.7496，最多增加2.4927?？傮w來看，PSM模型證明了中國(guó)雙邊貿(mào)易中“一帶一路”激勵(lì)效應(yīng)的存在，也避免了傳統(tǒng)線性回歸模型對(duì)于政策效應(yīng)的不準(zhǔn)確估計(jì)。

“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)中國(guó)與沿線國(guó)家的進(jìn)口貿(mào)易也有著正向的影響，此現(xiàn)象的原因可以從兩個(gè)層面來解釋：在戰(zhàn)略層面上，為解決貿(mào)易伙伴過于集中，對(duì)外依存度高，抗風(fēng)險(xiǎn)能力不足，貿(mào)易結(jié)構(gòu)不合理的弱點(diǎn)，國(guó)家政策鼓勵(lì)進(jìn)口，大力發(fā)展進(jìn)口促進(jìn)工作平臺(tái)。在微觀層面上，中國(guó)從“一帶一路”國(guó)家中充分調(diào)動(dòng)了能源、旅游、文化、工業(yè)和農(nóng)業(yè)等具有巨大潛力的資源，多元化了中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的目標(biāo)對(duì)象。同時(shí)，沿線國(guó)家日益成為中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的主要來源國(guó)，大大優(yōu)化了中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促使中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)從低附加值的加工貿(mào)易向高附加值的整套設(shè)備的轉(zhuǎn)變。

2.3 匹配效果檢驗(yàn)

檢驗(yàn)PSM方法的有效性。Logit模型預(yù)測(cè)得到的ps值使得“一帶一路”概率能夠在（0，1）的區(qū)間，共同支持條件得到滿足。依條件獨(dú)立是否得到滿足就是通過計(jì)算得到的匹配后控制組與處理組之間的標(biāo)準(zhǔn)偏差來考察數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)，兩者的標(biāo)準(zhǔn)偏差越小，匹配的效果越好。匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果如表5至表7所示，此處選擇卡尺內(nèi)匹配與核匹配后數(shù)據(jù)的平衡情況進(jìn)行報(bào)告。

表5 卡尺內(nèi)匹配后數(shù)據(jù)平衡性（2013年）

從表5至表7的結(jié)果可以看出，各年的協(xié)變量在匹配前的標(biāo)準(zhǔn)偏差都較大，且?guī)缀醵荚?%的顯著性水平下顯著，說明匹配前處理組和控制組是存在差異的，這種差異很可能是由于協(xié)變量本身存在的系統(tǒng)性差異，也可能是由于“一帶一路”政策效果引起的差異，若是直接使用匹配前的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可能會(huì)產(chǎn)生極大的誤差，故這在一定程度上說明了PSM匹配的必要性。由表中t檢驗(yàn)伴隨概率值可見，匹配后協(xié)變量均值的t檢驗(yàn)全部在5%的顯著性水平下不顯著，故接受匹配后的處理組與控制組沒有顯著差異的原假設(shè)，即可排除處理組與控制組間的系統(tǒng)性差異，得到進(jìn)出口貿(mào)易的差異只能是由于加入“一帶一路”而引起的，有效地解決了內(nèi)生性問題。又從表中匹配后的協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差可以看出，多數(shù)協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值降至20以下[1]，僅有少數(shù)變量在匹配后標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值較大，其中距離與人口的偏差都高于20，但都接近20且較匹配前仍有下降。因此可以認(rèn)為本文所選取的匹配變量有效，匹配方法恰當(dāng)，所得出的匹配估計(jì)結(jié)果較為可靠。

表6 卡尺內(nèi)匹配后數(shù)據(jù)平衡性（2014年）

表7 核匹配后數(shù)據(jù)平衡性（2015年）

進(jìn)一步驗(yàn)證PSM方法的有效性，圖1至圖3對(duì)比了處理組和控制組的ps值在匹配前后的密度函數(shù)。

圖1 2013年處理組和控制組ps值概率分布對(duì)比

圖2 2014年處理組和控制組ps值概率分布對(duì)比

圖3 2015年處理組和控制組ps值概率分布對(duì)比

如圖1至圖3所示，兩組樣本在匹配前ps值的概率分布差異較大，這是由于控制組樣本與處理組樣本國(guó)家特征的差異造成的。相比之下，經(jīng)過匹配處理后，兩組樣本ps值的概率分布已經(jīng)比較相似，表明二者的各方面特征已比較接近，匹配效果較好。

2.4“一帶一路”對(duì)雙邊貿(mào)易的影響變化

將2013—2015年LNEX與LNIM的平均處理效應(yīng)（ATT）進(jìn)行整理，觀察“一帶一路”實(shí)施后的三年，政策對(duì)進(jìn)出口的平均處理效應(yīng)的影響變化。得到圖4和圖5。

圖4 2013—2015年LNEX的ATT值變化

圖52013 —2015年LNIM的ATT值變化

從圖4的趨勢(shì)線可以看出，包括匹配前的基準(zhǔn)回歸的“一帶一路”系數(shù)，四種匹配方法的結(jié)果都顯示“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)中國(guó)與各國(guó)間的出口具有先增后減的促進(jìn)作用，這其中的原因有：第一，由于在項(xiàng)目投資初期，中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的化工、能源、電力、交通設(shè)施、通信設(shè)備及電子制造等領(lǐng)域開展投資貿(mào)易，進(jìn)行資本和技術(shù)的直接輸入，快速拉動(dòng)了出口額的增長(zhǎng)[2]；而在項(xiàng)目投入實(shí)施后，盡管基礎(chǔ)設(shè)施的建立能大力促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)[3]，但基礎(chǔ)建設(shè)長(zhǎng)耗時(shí)的特性使投資與全要素生產(chǎn)率的不匹配會(huì)相對(duì)使基本設(shè)備、建筑工程產(chǎn)量的增長(zhǎng)趨緩。第二，隨著時(shí)間的推進(jìn)，中國(guó)對(duì)外持續(xù)輸出資本與技術(shù)，這在轉(zhuǎn)移中國(guó)過剩產(chǎn)能的同時(shí)，也將專業(yè)化技術(shù)分享給他國(guó)，也就意味著沿線國(guó)家可通過中國(guó)輸出的技術(shù)滿足部分商品的需求，從而減少進(jìn)口，使中國(guó)與沿線國(guó)家的出口量的增長(zhǎng)放緩。第三，對(duì)于擁有極大經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間的沿線國(guó)家，在經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)以及技術(shù)快速提高時(shí)，可能會(huì)為了保護(hù)本土經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，建立起貿(mào)易保護(hù)，形成貿(mào)易壁壘[4]，這樣可能會(huì)大大阻礙了中國(guó)對(duì)其的出口。

從圖5的趨勢(shì)線可以看出，除了匹配前的基準(zhǔn)回歸的“一帶一路”系數(shù)，四種匹配方法的結(jié)果都顯示“一帶一路”戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)中國(guó)與各國(guó)間的進(jìn)口具有先減后增的促進(jìn)作用，這可能的原因有：第一，研究表明政治風(fēng)險(xiǎn)對(duì)中國(guó)能源安全及石油貿(mào)易有著顯著的影響[5,6]，故2014年在中東及周邊地區(qū)所爆發(fā)的政治動(dòng)蕩是雙邊貿(mào)易中不可忽略的因素，極有可能使“一帶一路”進(jìn)口貿(mào)易的政治環(huán)境極其不穩(wěn)定，從而影響雙邊貿(mào)易的正常進(jìn)行。第二，大宗商品價(jià)格波動(dòng)會(huì)影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)及外貿(mào)交易[7]，而2014年全球大宗商品價(jià)格持續(xù)大幅下跌，對(duì)于中國(guó)來說，進(jìn)口量較大的能源、資源產(chǎn)品的普遍呈量增價(jià)跌態(tài)勢(shì)，從而整體拉低了中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的進(jìn)口額。第三，2014年末國(guó)家連續(xù)下發(fā)《關(guān)于加強(qiáng)進(jìn)口的若干意見》與《鼓勵(lì)進(jìn)口技術(shù)和產(chǎn)品目錄》等，大力支持國(guó)家進(jìn)口貿(mào)易，鼓勵(lì)向“一帶一路”沿線國(guó)家進(jìn)口，極有可能刺激2015年的進(jìn)口貿(mào)易總額上漲，引起2015年進(jìn)口貿(mào)易相比2014年呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。另外，可從進(jìn)口的商品考慮這期間的波動(dòng)，以糧食為例，糧食作物農(nóng)業(yè)資源的進(jìn)口從訂單、種植、收獲都需要一定的時(shí)間，作為糧食進(jìn)口需求大國(guó)，受到糧食采購周期波動(dòng)后的進(jìn)口糧食數(shù)額會(huì)影響到進(jìn)口整體數(shù)額，這很有可能也是中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家進(jìn)口貿(mào)易在這幾年有波動(dòng)的原因之一。

3 結(jié)論與建議

本文基于2013—2015年的中國(guó)與各國(guó)的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配的方法考察了“一帶一路”戰(zhàn)略實(shí)施對(duì)于中國(guó)與各國(guó)的雙邊貿(mào)易的影響，研究發(fā)現(xiàn)：國(guó)家距離、人口、是否接壤對(duì)協(xié)議的簽署具有顯著的影響；戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)中國(guó)與簽署國(guó)之間的進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易均有顯著的正向促進(jìn)作用；從不同的考察年份來看，戰(zhàn)略的實(shí)施對(duì)出口貿(mào)易影響呈現(xiàn)出先上升后下降趨勢(shì)；對(duì)進(jìn)口貿(mào)易影響呈現(xiàn)出先下降后上升趨勢(shì)。

針對(duì)以上實(shí)證研究結(jié)果，本文對(duì)正在進(jìn)行的“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略提出以下幾點(diǎn)建議：

（1）我國(guó)與沿線國(guó)應(yīng)該積極致力于加快“一帶一路”戰(zhàn)略的進(jìn)程，鼓勵(lì)非“一帶一路”國(guó)家參與。并在此基礎(chǔ)上，結(jié)合一系列中方倡導(dǎo)或力推的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作協(xié)定，積極主動(dòng)開展更多渠道、更多層次的溝通磋商，以此大力推動(dòng)雙邊合作的全面發(fā)展。

（2）“一帶一路”政策應(yīng)在今后的實(shí)施過程中加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，積極探索新的合作模式、大力推動(dòng)多邊合作與產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。還應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)，如建設(shè)跨境經(jīng)濟(jì)合作區(qū)、境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)等各類產(chǎn)業(yè)園區(qū)。也可嘗試將跨境電子商務(wù)當(dāng)作我國(guó)外貿(mào)新的增長(zhǎng)點(diǎn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”、“電子物流”的概念與傳統(tǒng)制造業(yè)與外貿(mào)業(yè)相結(jié)合，可加快產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，有利于雙邊貿(mào)易持久性發(fā)展。

（3）“一帶一路”的實(shí)施能夠改善中國(guó)對(duì)西方發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外依存度高的現(xiàn)狀。因此，應(yīng)該繼續(xù)多元化中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的目標(biāo)對(duì)象，豐富中國(guó)對(duì)外貿(mào)易內(nèi)容，拓寬中國(guó)對(duì)外貿(mào)易市場(chǎng)空間。在農(nóng)業(yè)資源進(jìn)口上，支持農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施落后卻擁有巨大產(chǎn)糧潛力的沿線國(guó)家，為其提供技術(shù)幫助，使其成為多元化路徑的選擇之一，分散糧源進(jìn)口。在能源資源進(jìn)口上，大力支持境外能源開發(fā)，鼓勵(lì)戰(zhàn)略性資源回運(yùn)，穩(wěn)定能源資源供應(yīng)，提高市場(chǎng)保障能力。

[1]邵敏,包群.企業(yè)退出出口市場(chǎng)行為與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)——基于傾向評(píng)分匹配的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2011,（1）.

[2]楊平麗,張建民.對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響——來自中國(guó)工業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J].亞太經(jīng)濟(jì),2016,（5）.

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