魏瑋，張兵

（南開大學經(jīng)濟學院，天津 300071）

引言

2013年秋習近平主席在訪問哈薩克斯坦和印度尼西亞時，先后提出了共建“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”倡議。2015年我國正式發(fā)布《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，國外媒體和網(wǎng)民對這一倡議的關注度劇增①。截至2018年底，已經(jīng)有122個國家與中國簽署了政府間合作文件，這一倡議的國際影響力仍在不斷擴大。當今時代發(fā)展的主題依然是和平與發(fā)展，對于西方國家逐漸出現(xiàn)的“逆全球化”思潮，“一帶一路”倡議是順應時代潮流的主張，這一倡議以合作共贏為基礎，推動了全球貿(mào)易自由化和便利化，但是有些國家卻將“一帶一路”倡議污蔑為“債務陷阱”。本文將嘗試論證“一帶一路”倡議為沿線國家?guī)淼慕?jīng)濟效應，從而論證“一帶一路”倡議是惠及各參與國的公共產(chǎn)品。

許多學者研究了區(qū)域經(jīng)濟一體化的經(jīng)濟效應。Ben-David（1996）較早研究了貿(mào)易和經(jīng)濟增長收斂性的關系[1]。陳雷和李坤望（2005）研究了三種不同類型的區(qū)域經(jīng)濟一體化模式的經(jīng)濟增長效應[2]。唐宜紅和王微微（2007）分析了區(qū)域經(jīng)濟一體化伙伴國的經(jīng)濟水平對本國經(jīng)濟增長的影響[3]。全毅和高軍行（2009）研究了東亞（10＋3）經(jīng)濟一體化的貿(mào)易和投資效應[4]。當前關于“一帶一路”倡議產(chǎn)生的經(jīng)濟效應問題是學者們的研究重點，陳虹和楊成玉（2015）利用CGE模型模擬不同的貿(mào)易情況研究了“一帶一路”倡議的國際經(jīng)濟效應，指出“一帶一路”倡議的投資空間巨大[5]。張靜中和王文君（2016）分析了在“一帶一路”合作框架下中國-西亞自貿(mào)區(qū)的前瞻性經(jīng)濟效應[6]。毛艷華和楊思維（2017）通過構建經(jīng)濟一體化指數(shù)研究了區(qū)域經(jīng)濟一體化的經(jīng)濟效應[7]。王婉如（2018）構建伯特蘭德雙寡頭模型分析了“一帶一路”沿線國家中技術標準和貿(mào)易壁壘與國際經(jīng)濟效應的關系[8]。胡琰欣等（2019）分析了我國對“一帶一路”沿線國家直接投資產(chǎn)生的綠色經(jīng)濟增長效應[9]。

由國民收入恒等式出發(fā)，常用外貿(mào)依存度來衡量一國經(jīng)濟對貿(mào)易的依賴程度，即外貿(mào)依存度=進出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值，林毅夫和李永軍（2003）論述了這一方法的局限性，認為出口與進口對經(jīng)濟增長的影響并不相同，集中考察了出口對經(jīng)濟增長的影響[10]。沈利生和吳振宇（2004）同樣認為采用支出法衡量貿(mào)易對經(jīng)濟的促進作用存在不足，主張區(qū)分進口與出口，采用投入產(chǎn)出法估計出口對經(jīng)濟的貢獻程度[11]。李軍（2008）同樣分別測算了進、出口對經(jīng)濟增長的影響機制，認為進口與出口分別從供給層面和需求層面對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，采用同一公式計算并不合理[12]。蔡洪杰和張燁（2011）通過拓展林毅夫修正模型研究了貿(mào)易對經(jīng)濟貢獻的測算方法[13]。Baldwin（2009）提出運用HM指數(shù)（Hubness Measurement Index）測算不同國家之間的貿(mào)易依賴程度[14]。劉宏青（2012）借助HM指數(shù)研究了中國與重要東亞經(jīng)濟體的貿(mào)易依存關系[15]。從貿(mào)易依賴程度以及貿(mào)易周期的角度論證“一帶一路”倡議對參與國家的重要影響，進而論證“一帶一路”倡議是互利共贏的平臺正是本文的創(chuàng)新之處。

一、中國與其“一帶一路”貿(mào)易伙伴國的HM指數(shù)

（一）研究對象和研究方法

由于“一帶一路”倡議并沒有劃定具體的空間范圍，是一個開放包容的合作平臺，本文將重點研究中國與其主要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴：韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯之間的貿(mào)易依賴程度②，考察“一帶一路”倡議對這一指標的影響，并進一步研究中國與韓國的貿(mào)易周期協(xié)動性，對比“一帶一路”倡議提出前后這一協(xié)動性的變動。為了更好地考察“一帶一路”倡議對各國的影響，本文還將對比同屬于亞洲國家卻尚未加入“一帶一路”倡議的日本與中國之間的貿(mào)易依賴度以及貿(mào)易周期協(xié)動性變化。

外貿(mào)依存度雖然常用于分析一國經(jīng)濟對貿(mào)易的依賴情況，但由于加工貿(mào)易是我國的主要貿(mào)易形式，采用外貿(mào)依存度這一指標并不能反映我國貿(mào)易對經(jīng)濟的真實貢獻度，而且多位學者研究發(fā)現(xiàn)，進口與出口對經(jīng)濟的影響機制并不相同，外貿(mào)依存度將進出口額加總計算的方法存在局限性，本文將采用HM指數(shù)衡量國家間的貿(mào)易依賴程度，此外這一指數(shù)還可以反映出區(qū)域經(jīng)濟一體化中的軸心國，計算公式可表示為式（1），其中HMij表示i國的出口對j國這一出口目的地的依賴程度，取值范圍為[0,1]，該數(shù)值越大表示所衡量的依賴程度越大。Eij、Ei、Iij、Ij分別表示i國向j國的出口額、i國向所有國家和地區(qū)的出口總額、i國從j國的進口額、j國從所有國家和地區(qū)的進口總額。

（二）研究結果分析

由式（1）計算公式求得中國出口分別對韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的HM指數(shù)，結果如圖1所示。

圖1 中國出口對其“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的HM指數(shù)

可以看出，自1992年以來中國出口對韓國市場的HM指數(shù)整體呈現(xiàn)下降趨勢，由“中國一帶一路網(wǎng)”公布的大數(shù)據(jù)分析結果可知，2017年韓國是中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國，通過HM指數(shù)來看，自2013年秋季提出“一帶一路”倡議以來，中韓的HM指數(shù)呈現(xiàn)平穩(wěn)趨勢，緩解了其自2008年以來的下降趨勢。近五年的中韓HM指數(shù)數(shù)值與1992年的中韓HM指數(shù)十分接近，而在1992年中韓正式建立大使級外交關系。中國出口對越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的HM指數(shù)自1992年以來整體呈現(xiàn)上升趨勢，中印HM指數(shù)自“一帶一路”倡議提出以來從下降趨勢轉為上升趨勢。中越HM指數(shù)則是在“一帶一路”倡議提出當年大幅提高，隨后保持平穩(wěn)趨勢。相反，中俄HM指數(shù)在2013年與2014年出現(xiàn)下滑趨勢，隨后緩慢上升。中馬HM指數(shù)自1992年以來一直較為平穩(wěn)。截至2017年，中韓HM指數(shù)與中印HM指數(shù)數(shù)值十分接近，且在中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國中數(shù)值最大，即當前中國出口對韓國和印度的依賴程度較高。中越HM數(shù)值較大，而中俄HM指數(shù)與中馬HM指數(shù)數(shù)值接近且在所比較國家中數(shù)值最小?？梢园l(fā)現(xiàn)“一帶一路”倡議提出以來，中俄HM指數(shù)、中越HM指數(shù)和中印HM指數(shù)的趨勢變動較為明顯，中韓HM指數(shù)則是稍微緩解了之前持續(xù)近七年的下降趨勢，而中馬HM指數(shù)仍是延續(xù)了之前的趨勢，并未發(fā)生明顯波動。對比日本可以發(fā)現(xiàn)，中國出口對日本的HM指數(shù)遠高于中國“一帶一路”倡議的五個最重要伙伴國，但是中日HM指數(shù)自1996年以來下降速度迅猛，截至2017年這一下降趨勢稍顯緩解，這反映出中國出口對日本市場的依賴程度持續(xù)降低，雖然目前中日HM指數(shù)仍然高于其他五國，但是當前中國與其五個重要“一帶一路”倡議伙伴國的HM指數(shù)均呈現(xiàn)出不同程度的上升趨勢，隨著“一帶一路”倡議的不斷推進，中國出口對其“一帶一路”貿(mào)易伙伴國的依賴程度存在超越日本的可能。

由圖2可以看出，韓國出口對中國的HM指數(shù)自1992年以來整體呈現(xiàn)上升趨勢，但自2013年以來，韓中HM指數(shù)開始緩慢下降，但數(shù)值仍是遠遠高于其他國家，反映出韓國出口對中國市場的依賴程度較高。馬來西亞出口、越南出口和俄羅斯出口對中國的HM指數(shù)同樣呈現(xiàn)上升趨勢，但是上升趨勢較為平緩，值得注意的是自2013年以來馬中HM指數(shù)近乎穩(wěn)定，而越中HM指數(shù)和俄中HM指數(shù)自2013年以來上升速度較為顯著。印度出口對中國市場的HM指數(shù)整體趨勢較為平穩(wěn)，自2010年以來印中HM指數(shù)一直呈現(xiàn)下降趨勢，并且該指數(shù)值明顯低于其他比較的國家，即印度出口對中國市場的依賴程度較低。可以發(fā)現(xiàn)，自2013年提出“一帶一路”倡議以來，越中HM指數(shù)和俄中HM指數(shù)變動較為明顯，上升趨勢明顯變得陡峭，而韓中HM指數(shù)從之前的波動上升趨勢變成了緩慢下降趨勢，馬中HM指數(shù)和印中HM指數(shù)則是延續(xù)了之前的變化趨勢，并未發(fā)生明顯波動。對比日本可以發(fā)現(xiàn)，日本出口對中國的HM指數(shù)較大，僅次于韓中HM指數(shù)，而且自1992年以來整體變動趨勢與韓中HM指數(shù)近似，但是近五年的波動更接近于馬中HM指數(shù)，呈現(xiàn)平穩(wěn)趨勢。

圖2 中國“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的出口對中國市場的HM指數(shù)

對比圖1和圖2可以發(fā)現(xiàn)，中國與其“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的出口相互依賴程度并不對稱，該不對稱性不僅反映在數(shù)值大小方面，其變動趨勢也同樣呈現(xiàn)出不對稱性。從指數(shù)大小可以看出，自2013年以來中國出口對五個伙伴國的HM指數(shù)均在[0.01,0.03]范圍內(nèi)，而這五個伙伴國的出口對中國的HM指數(shù)在[0.03,0.25]之間波動，反映出韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的出口對中國市場的依賴程度均遠遠高于中國出口對這五個國家的依賴程度。從與日本的對比中可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議影響了中國出口對日本市場的依賴程度，但是并未明顯影響到日本出口對中國市場的依賴程度，中日HM指數(shù)與日中HM指數(shù)同樣存在不對稱性。

二、中韓與中日的貿(mào)易周期協(xié)動性對比

（一）數(shù)據(jù)處理以及研究方法介紹

本文采用BVD-EIU CountryData數(shù)據(jù)庫中的各國總出口額與總進口額數(shù)據(jù)，分別加總得到中國、韓國與日本的貿(mào)易總額，由于采用的是中日韓1993年第一季度至2018年第四季度的季度數(shù)據(jù)，首先分別進行X-12去季節(jié)性處理，然后為了更好地滿足馬爾科夫區(qū)制轉移模型的正態(tài)假設，對去季節(jié)性處理后的貿(mào)易數(shù)據(jù)取對數(shù)，隨后利用HP濾波法得到三個國家的貿(mào)易周期數(shù)據(jù)。對于貿(mào)易周期協(xié)動性分析方法，本文選擇研究經(jīng)濟周期協(xié)動性常用的馬爾科夫區(qū)制轉移模型，在R語言平臺進行模擬分析。

（二）中韓貿(mào)易周期協(xié)動性的研究結果分析

構建中韓貿(mào)易額的馬爾科夫區(qū)制轉移模型時，中國和韓國的貿(mào)易額均采用4階自回歸。經(jīng)驗證，韓國貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗的P值為0.016，通過了1%顯著性水平下的正態(tài)檢驗，接受“誤差服從正態(tài)分布”的原假設。同理，中國貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗的P值為0.24，同樣通過了正態(tài)檢驗。此外，中韓模型均通過了相關性檢驗。

由表1的估計結果可以看出，韓國的貿(mào)易周期在區(qū)制1僅受到中國貿(mào)易周期影響，并且這一影響十分顯著，其自身的滯后性并未產(chǎn)生顯著影響。在區(qū)制2中韓國的貿(mào)易周期同時受到其滯后階數(shù)以及中國貿(mào)易周期的顯著影響。同理可得，由表2的估計結果發(fā)現(xiàn)中國的貿(mào)易周期在兩個區(qū)制內(nèi)均受到其自身滯后階數(shù)以及韓國貿(mào)易周期的影響，對比影響的顯著性可以看出，中國貿(mào)易周期在區(qū)制1受韓國貿(mào)易周期的影響更大，在區(qū)制2受到本國貿(mào)易周期滯后階數(shù)的影響更大。因為中韓兩國的貿(mào)易周期同時存在受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制，所以兩國的貿(mào)易周期存在協(xié)動性。

表1 韓國貿(mào)易周期的估計結果

表2 中國貿(mào)易周期的估計結果

由圖3、圖4可以看出，韓國貿(mào)易周期在兩個區(qū)制的分布時間段較為平均，1993年第一季度至2000年第一季度處于受自身滯后階數(shù)影響較為顯著的第2區(qū)制，2000年第二季度至2004年第四季度處于受中國貿(mào)易周期影響顯著的第1區(qū)制，2005年第一季度至2008年第三季度處在兩個區(qū)制的平滑概率相同，2008年第四季度至2010年第四季度處于第1區(qū)制，2011年第一季度至2012年第四季度處于第2區(qū)制，除了2017年前三季度外，2013年第一季度至今處于第1區(qū)制，但是已經(jīng)呈現(xiàn)出向第2區(qū)制轉移的趨勢。由平移概率可以看出，發(fā)生全球性經(jīng)濟波動時，韓國貿(mào)易周期受中國貿(mào)易周期的影響概率較大，并且在“一帶一路”倡議提出之后，韓國貿(mào)易周期也是處于受中國貿(mào)易周期顯著影響的區(qū)制。此外，由表3可以看出韓國貿(mào)易周期維持在原區(qū)制的概率較高，由區(qū)制1轉移到區(qū)制2或是由區(qū)制2轉移到區(qū)制1的概率較低。

圖3 韓國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖4 韓國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表3 韓國貿(mào)易周期的區(qū)制轉移概率

由表2的分析結果可以看出，中國的貿(mào)易周期在兩個區(qū)制內(nèi)均受到韓國貿(mào)易周期的顯著影響，但是在區(qū)制1中受韓國影響的估計系數(shù)遠大于區(qū)制2，并且顯著性更強；在區(qū)制2受本國滯后階數(shù)的影響比在區(qū)制1顯著，在區(qū)制1中僅受到一階滯后的影響，并且顯著程度小于區(qū)制2中一階滯后的影響，此外，在區(qū)制2中受到滯后階數(shù)影響的系數(shù)明顯高于受韓國貿(mào)易周期影響的系數(shù)，反映出中國貿(mào)易周期在區(qū)制1主要受到韓國貿(mào)易周期的影響，在區(qū)制2受自身滯后階數(shù)的影響更明顯。由圖5、圖6可以發(fā)現(xiàn)，中國貿(mào)易周期分布在區(qū)制2的平滑概率更高并且持續(xù)時間更長。在2000年第三季度至2002年第二季度、2002年第四季度至2004年第四季度、2007年第四季度至2009年第一季度、2011年第二季度至2015年第三季度這幾個零散的時間段分布在第1區(qū)制，當前階段中國貿(mào)易周期處于第2區(qū)制，對比韓國貿(mào)易周期的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議對中國貿(mào)易周期的影響并沒有對韓國貿(mào)易周期影響大。從表4也可以發(fā)現(xiàn)，中國貿(mào)易周期維持在第2區(qū)制的概率高于維持在區(qū)制1的概率，兩個區(qū)制間的轉移概率均較低。

圖5 中國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖6 中國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表4 中國貿(mào)易周期的區(qū)制轉移概率

（三）中日貿(mào)易周期協(xié)動性的研究結果分析

構建中日貿(mào)易周期的馬爾科夫區(qū)制轉移模型，中日的模型階數(shù)分別設為2階和3階，中日貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗P值分別是0.186和0.238，符合正態(tài)分布的假設。經(jīng)檢驗模型也通過了相關性假設。

從日本貿(mào)易周期的估計結果可以看出，在區(qū)制1僅受到自身滯后階數(shù)的顯著影響，在區(qū)制2也受到滯后1階的影響，但是估計系數(shù)的大小以及顯著程度均遠低于區(qū)制1中的影響，在區(qū)制2主要受到中國貿(mào)易周期的影響。同理可得，中國貿(mào)易周期在兩個區(qū)制內(nèi)均同時受到自身滯后階數(shù)以及日本貿(mào)易周期的影響，但是在區(qū)制1中受日本貿(mào)易周期影響的估計系數(shù)遠大于區(qū)制2的估計系數(shù)，即中國貿(mào)易周期在區(qū)制1中受到日本貿(mào)易周期的影響更大。同時存在受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制，所以中日貿(mào)易周期也存在協(xié)動性。

表5日本貿(mào)易周期的估計結果

表6 中國貿(mào)易周期的估計結果

圖7 日本貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖8 日本貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

日本貿(mào)易周期在兩區(qū)制的平滑概率反映出日本處于第1區(qū)制的時間更長，僅在1994年第一季度至1996年第二季度、2000年第一季度至2001年第四季度、2006年第四季度至2010年第一季度三個時間段處于第2區(qū)制，這反映出日本貿(mào)易周期在發(fā)生全球性經(jīng)濟波動時受中國貿(mào)易周期的影響較大，并且自2010年至今日本貿(mào)易周期持續(xù)處于第1區(qū)制。表4顯示的結果進一步印證了這一規(guī)律，日本貿(mào)易周期維持在區(qū)制1的概率高于維持在區(qū)制2的概率，而且在兩個區(qū)制之間轉移的概率遠低于維持在原區(qū)制的概率。這啟發(fā)我們，未來日本貿(mào)易周期維持在當前的第1區(qū)制內(nèi)的概率更高。

由圖9、圖10的估計結果可以看出，中國貿(mào)易周期幾乎一直處于受日本貿(mào)易周期影響系數(shù)較小的第2區(qū)制中，僅在個別季度處在第1區(qū)制，較為集中的時間段即2000年、2007年至2008年，對應著全球經(jīng)濟波動時期。由表8可得，中國貿(mào)易周期維持在區(qū)制2的概率明顯高于維持在區(qū)制1的概率，并且從區(qū)制1轉移到區(qū)制2的概率明顯高于從區(qū)制2轉移到區(qū)制1的概率?？梢酝茰y，在發(fā)送全球性經(jīng)濟波動時中國貿(mào)易周期受日本貿(mào)易周期的影響較大，其他時期該影響較小，當前中國貿(mào)易周期長期維持在受日本貿(mào)易周期影響較小的區(qū)制2中，并且繼續(xù)維持在區(qū)制2的概率較高。

圖9 中國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖10 中國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表7 日本貿(mào)易周期的區(qū)制轉移概率

表8 中國貿(mào)易周期的區(qū)制轉移概率

三、結論與政策建議

由HM指數(shù)的分析結果可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議影響了中國出口對其“一帶一路”倡議重要貿(mào)易伙伴國的依賴程度，或者是緩解了HM指數(shù)的下降趨勢，或者是加快了HM指數(shù)的上升速度，對比之下，中國出口對日本的HM指數(shù)下降明顯，反映出“一帶一路”倡議對中國出口目的國產(chǎn)生了影響，中國出口更加依賴其“一帶一路”倡議伙伴國，這在一定程度上可能會降低中國出口對其他非“一帶一路”伙伴的依賴?！耙粠б宦贰背h并未明顯影響到其他國家出口對中國市場的依賴程度，具有啟示意義的是，除了印中HM指數(shù)外，其他中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國對中國市場的依賴程度均遠高于中國對其伙伴國的依賴程度，日本出口對中國市場的依賴程度整體呈現(xiàn)上升趨勢，這與中國出口對日本依賴程度急劇下降形成鮮明對比，HM指數(shù)的不對稱性也側面反映出中國作為研究國家中的軸心國地位，同時也反映出中國主張的“一帶一路”倡議對于促進中國與其貿(mào)易伙伴國的重要影響。

分別研究中韓貿(mào)易周期協(xié)動性和中日貿(mào)易周期協(xié)動性可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議對韓國貿(mào)易周期影響較大，自2013年提出“一帶一路”倡議至今幾乎一直維持在受中國貿(mào)易周期影響顯著的區(qū)制內(nèi)，但開始顯示出向受韓國滯后階數(shù)影響的區(qū)制轉移的趨勢。中韓顯著的貿(mào)易周期協(xié)動性與HM指數(shù)結果較為一致。韓中HM指數(shù)和中韓HM指數(shù)均遠高于中國與其他中國貿(mào)易伙伴國之間的HM指數(shù)，體現(xiàn)出中韓貿(mào)易相互依賴程度較高。“一帶一路”倡議對中日貿(mào)易周期的協(xié)動性影響不明顯，2013年至今中國貿(mào)易周期和日本貿(mào)易周期均分別處于受對方貿(mào)易周期影響較小和不受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制中，中日貿(mào)易周期均在發(fā)生全球性經(jīng)濟波動的時間段受對方貿(mào)易周期影響較大，其他時間段的貿(mào)易周期協(xié)動性并不明顯。

“一帶一路”倡議在一定程度上促進了中國與其“一帶一路”倡議重要貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易關系，增強了相互間的貿(mào)易周期協(xié)動性，同時可能降低中國對其他非“一帶一路”倡議參與國的貿(mào)易依賴程度。為了更好地發(fā)揮“一帶一路”倡議促進貿(mào)易的作用，我國作為倡議提出國，應當積極營造良好貿(mào)易環(huán)境，通過簽訂貿(mào)易協(xié)定減少貿(mào)易壁壘，擴大中國與“一帶一路”參與國的貿(mào)易規(guī)模，促進貿(mào)易雙方經(jīng)濟發(fā)展。中國還應進一步完善“一帶一路”基礎設施建設，搭建便利的貿(mào)易渠道，為加強“一帶一路”參與國之間的貿(mào)易往來奠定基礎。對于基礎設施建設的資金來源，應充分利用好中國牽頭成立的亞投行與絲路基金，穩(wěn)步推進“一帶一路”基礎設施項目的實施?！耙粠б宦贰背h并不存在空間局限性，而是以開放包容的姿態(tài)歡迎每個國家參與，但這同時也存在參與國經(jīng)濟發(fā)展程度差異較大、文化背景截然不同的挑戰(zhàn)，需要制定完善的“一帶一路”多邊合作機制，成立處理相關事宜的國際組織機構，協(xié)調(diào)各國差異，促進各參與國貿(mào)易合作。同時，中國應不斷完善“一帶一路”大數(shù)據(jù)，提高“一帶一路”信息透明度，用事實證明“一帶一路”倡議是互利共贏的公共產(chǎn)品。

注釋

①關注程度指數(shù)從40左右升至80，數(shù)據(jù)來自“中國一帶一路網(wǎng)”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/。

②中國最重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國排名來自“中國一帶一路網(wǎng)”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/jcsj/dsjkydyl/79860.htm。