曹 翔,滕聰波,張繼軍

1.海南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,海南 ?？?570228 2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢 430073

隨著“一帶一路”倡議的深入推進,中國越來越重視與沿線國家開展更開放更高水平的貿(mào)易合作。2016年,中國政府在“十三五”規(guī)劃中明確提出要提升中國與各沿線國家的經(jīng)濟貿(mào)易合作水平,積極同其洽談自由貿(mào)易合作。2017年,習(xí)近平主席在“一帶一路”國際合作高峰論壇開幕式中表示將積極構(gòu)建互利共贏的經(jīng)貿(mào)伙伴關(guān)系,建設(shè)“一帶一路”自由貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)。2020年11月,習(xí)近平主席在第三屆中國國際進口博覽會開幕式發(fā)表主旨演講,進一步明確表示要共建高質(zhì)量“一帶一路”,以自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)為重要抓手,推動雙多邊經(jīng)貿(mào)合作。然而,截至2020年6月,已有100多個國家參與“一帶一路”倡議,卻僅東盟十國、智利、巴基斯坦、新西蘭、秘魯、哥斯達(dá)黎加、韓國、馬爾代夫、格魯吉亞等18個沿線國家同中國簽署FTA,其中自2013年“一帶一路”倡議提出以來,僅有韓國、馬爾代夫、格魯吉亞3個沿線國家與中國簽署FTA。

為什么在中國政府大力推進與“一帶一路”沿線國家(后文簡稱沿線伙伴國)簽署FTA的大背景下,僅有3個沿線伙伴國與中國簽署FTA?FTA在中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易中的真實作用究竟如何?在進一步擴大中國與沿線伙伴國自貿(mào)伙伴朋友圈行動中如何更好地借助FTA擴大雙邊貿(mào)易規(guī)模?為此,本文試圖從影響FTA簽署的關(guān)鍵因素、簽署FTA對雙方貿(mào)易帶來的真實影響兩個角度回答上述問題。一方面,從影響FTA簽署的關(guān)鍵因素來看,法治水平是公認(rèn)的首要考量因素。例如,早在2008年4月中國與新西蘭簽署FTA時,國家發(fā)展和改革委員會宏觀經(jīng)濟研究院對外經(jīng)濟研究所所長張燕生表示:由于各國法律制度和法治水平之間存在差異,協(xié)議雙方在適應(yīng)當(dāng)?shù)胤伞⒄叩确矫婷媾R諸多挑戰(zhàn)。另一方面,如果已經(jīng)與中國簽署FTA的沿線伙伴國并未獲得由此帶來的貿(mào)易增長,那么同樣會阻礙其他沿線伙伴國與中國簽署FTA,而要客觀定量評估出與中國簽署FTA給沿線伙伴國帶來的貿(mào)易凈增長需要借助目前主流的政策評估工具(準(zhǔn)自然實驗法)。由此可見,采用準(zhǔn)自然實驗法客觀估計出FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易的真實影響,厘清其對不同法治水平國家的異質(zhì)性影響以及在不同法治水平國家中其作用機制的差異性,才能全面客觀地回答上述問題。由此,本文首先將FTA簽署視為準(zhǔn)自然實驗,采用雙重差分模型就FTA簽署的雙邊貿(mào)易效應(yīng)進行評估,然后從法治水平高低這一視角分析其異質(zhì)性,最后在不同法治水平國家分組中基于中介效應(yīng)方法分析其作用機制,以期為如何采取針對性強的策略進一步推動中國與沿線伙伴國簽署FTA及其擴大雙邊貿(mào)易等問題提供參考依據(jù)和政策啟示。

一、文獻(xiàn)綜述與理論假說

(一)文獻(xiàn)綜述

與本文相關(guān)的研究主要集中于FTA對雙邊貿(mào)易的影響評價、FTA對雙邊貿(mào)易的影響路徑、“一帶一路”倡議下FTA的簽署及其效果等。

1.FTA對雙邊貿(mào)易的影響評價

傳統(tǒng)區(qū)域一體化理論普遍認(rèn)為FTA的簽署會促進成員國間的自由貿(mào)易。例如,Baier等[1-2]采用不同國家樣本研究發(fā)現(xiàn),FTA簽署可以顯著促進成員國之間自由貿(mào)易的實現(xiàn)。隨后,學(xué)者們進一步關(guān)注了FTA對進出口貿(mào)易的異質(zhì)性影響。例如,韓劍等[3]發(fā)現(xiàn)FTA內(nèi)容的差異會使FTA對進出口貿(mào)易的影響存在差異,其中包含知識產(chǎn)權(quán)條款的FTA更有利于知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)產(chǎn)品的進出口;周念利[4]發(fā)現(xiàn)締約雙方的經(jīng)濟發(fā)展差異同樣會使得FTA對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生不同影響,其中南北型FTA對雙邊貿(mào)易的促進作用明顯優(yōu)于南南型。此外,也有少數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)FTA中有關(guān)原產(chǎn)地規(guī)則的要求增加了企業(yè)的貿(mào)易成本[5-6]。

2.FTA對雙邊貿(mào)易的影響路徑

關(guān)于FTA對雙邊貿(mào)易的影響路徑,學(xué)者們主要從貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移兩條路徑展開研究[7-8]。其中,貿(mào)易創(chuàng)造是指FTA的簽署通過降低成員國間的貿(mào)易壁壘,從而促進雙方貿(mào)易規(guī)模的自發(fā)式增長;而貿(mào)易轉(zhuǎn)移是指FTA的簽署使貿(mào)易從非FTA伙伴國轉(zhuǎn)向FTA伙伴國。隨著有關(guān)貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移的研究日漸完善,少數(shù)學(xué)者還進一步從環(huán)境規(guī)制、企業(yè)一致行動能力等角度考察了FTA對雙邊貿(mào)易的影響機制[9-10]。

3.“一帶一路”倡議下FTA的簽署及其效果

隨著“一帶一路”倡議高水平對外開放的推進,近年來少數(shù)學(xué)者關(guān)注到“一帶一路”倡議下FTA簽署及其對雙邊貿(mào)易的影響,發(fā)現(xiàn)沿線伙伴國在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的互助與合作促進了FTA的簽署,且FTA內(nèi)含的知識產(chǎn)權(quán)條款有助于雙邊貿(mào)易的發(fā)展[3,11-12]。

然而,令人遺憾的是,已有研究未能量化評估已經(jīng)生效的FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易的真實影響,并且忽視了法治水平這一影響FTA實施效果的關(guān)鍵因素所發(fā)揮的作用,從而難以為如何采取針對性強的策略推動中國與沿線伙伴國簽署FTA及其雙邊貿(mào)易等問題提供參考依據(jù)。

(二)理論假說

1.FTA與雙邊貿(mào)易

隨著“一帶一路”倡議的深入推進,與沿線伙伴國進行更開放的貿(mào)易合作已經(jīng)成為中國對外開放的重要目標(biāo)。與沿線伙伴國簽署FTA可以通過貿(mào)易便利化、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)等渠道促進中國與這些國家的雙邊貿(mào)易。其一,根據(jù)中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng),與中國簽署的FTA大多在建立清晰的貿(mào)易規(guī)則、避免不合理歧視等方面提高了貿(mào)易便利化,從而有利于促進雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴大。其二,對于與中國簽署FTA的沿線伙伴國而言,FTA的簽署將使得其與中國的貿(mào)易享受更多的優(yōu)惠條款,如更低的關(guān)稅稅率、更少的貿(mào)易壁壘、更低的貿(mào)易成本等,從而通過貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)促進雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴大。其三,對于與中國未簽署FTA的國家而言,與中國簽署FTA的沿線伙伴國因FTA而帶來的優(yōu)惠條款使其貿(mào)易競爭力變強,從而侵蝕那些與中國未簽署FTA的國家中不再具有更強競爭力的貿(mào)易份額,即通過貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)促進中國與“一帶一路”沿線FTA伙伴國之間的雙邊貿(mào)易。鑒于此,本文提出如下研究假說:

H1:FTA能夠顯著促進沿線伙伴國之間的雙邊貿(mào)易。

2.FTA、法治水平與雙邊貿(mào)易

由于FTA本質(zhì)上是協(xié)議簽署雙方通過約定條款促進雙邊貿(mào)易,因此對于協(xié)定條款的履行力度和效率直接關(guān)系著FTA對雙邊貿(mào)易的真實促進效果。一般而言,沿線伙伴國法治水平越高,其契約精神越強,對協(xié)定條款的執(zhí)行力度往往越強,執(zhí)行效率往往越高,從而對雙邊貿(mào)易的促進作用可能越大;反之,沿線伙伴國法治水平越低,其契約精神越弱,對協(xié)定條款的執(zhí)行力度和執(zhí)行效率往往越低,從而對雙邊貿(mào)易的促進作用越小?；诖?本文提出如下研究假說:

H2:與法治水平較低的沿線伙伴國相比,FTA對于雙邊貿(mào)易的促進作用在法治水平較高的沿線伙伴國中更大。

3.不同法治水平下FTA對雙邊貿(mào)易的影響機制

由于國際市場主要由市場供給方、市場需求方以及供需交易三方面構(gòu)成,因此FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易的影響可以從需求側(cè)、供給側(cè)和供需交易三個環(huán)節(jié)來進行闡述。具體而言,本文以經(jīng)濟規(guī)模反映需求側(cè)機制,以技術(shù)創(chuàng)新反映供給側(cè)機制,以外匯儲備和貿(mào)易成本反映供需交易機制。

(1)需求側(cè)機制分析:經(jīng)濟規(guī)模。FTA的簽署可以通過擴大經(jīng)濟規(guī)模而促進雙邊貿(mào)易擴大。一方面,FTA的簽署能夠優(yōu)化協(xié)定覆蓋區(qū)域內(nèi)要素資源配置,提高經(jīng)濟活動效率,進而促進經(jīng)濟規(guī)模擴大[13];另一方面,經(jīng)濟規(guī)模越大,消費需求越傾向于多樣化、個性化,從而促使對外貿(mào)易需求擴大[14]。由于良好的法治環(huán)境是促進協(xié)定沿線伙伴國之間雙邊貿(mào)易規(guī)模擴大的重要保障[15],因此不同法治水平下FTA通過經(jīng)濟規(guī)模這一機制對雙邊貿(mào)易可能會產(chǎn)生不同的影響。一般而言,法治水平越高,越有利于雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴大。

(2)供給側(cè)機制分析:技術(shù)創(chuàng)新。FTA的簽署可以通過促進沿線伙伴國的技術(shù)創(chuàng)新而帶動雙邊貿(mào)易發(fā)展[16-17]。據(jù)中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示,與中國已經(jīng)簽署的FTA中大多明確規(guī)定了與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的條款。該條款的規(guī)定會促使簽署國雙方更加重視技術(shù)創(chuàng)新。根據(jù)毛其淋等[18]的研究,技術(shù)創(chuàng)新的提高不僅可以強化本國出口優(yōu)勢,同時能夠使得進口國獲得技術(shù)溢出效應(yīng),進而擴大雙邊貿(mào)易規(guī)模。相對于法治水平較低的沿線伙伴國而言,法治水平較高的沿線伙伴國往往擁有較為完善的知識產(chǎn)權(quán)法律,能夠更好地激勵技術(shù)創(chuàng)新,從而對雙邊貿(mào)易的促進作用會更大。

(3)供需交易的機制分析:外匯儲備、貿(mào)易成本。其一,FTA的簽署可以通過提升外匯儲備而促進雙邊貿(mào)易。FTA的簽署促使雙方國家直接提高對沿線伙伴國的外匯需求與外匯供給,進而提高雙方國家的外匯儲備。根據(jù)王三興[19]的研究,外匯儲備越大越有利于雙邊貿(mào)易的擴大。與法治水平較低的國家相比,法治水平較高的國家往往需要更多的外匯儲備[20]?？梢?FTA的簽署通過提升外匯儲備對雙邊貿(mào)易的促進作用在較高法治水平沿線伙伴國中更大。其二,FTA的簽署可以通過貿(mào)易成本影響雙邊貿(mào)易。一方面,減少關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘是FTA的核心內(nèi)容,而貿(mào)易成本的大小表現(xiàn)為關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘的大小,因而FTA的簽署可以降低雙邊貿(mào)易成本[21];另一方面,貿(mào)易成本是影響國際貿(mào)易產(chǎn)生的重要因素,越低的貿(mào)易成本往往使得對外貿(mào)易成交額越大[22]。與法治水平較低的國家相比,較高法治水平沿線伙伴國對于FTA關(guān)稅和非關(guān)稅條款的執(zhí)行能力可能更好,能更嚴(yán)格地按照協(xié)定條款減少關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘以降低貿(mào)易成本,從而對雙邊貿(mào)易的促進作用更大。

基于此,本文提出如下假說:

H3a:與法治水平較低的沿線伙伴國相比,FTA通過擴大經(jīng)濟規(guī)模對雙邊貿(mào)易的促進作用在法治水平較高沿線伙伴國中更大。

H3b:與法治水平較低的沿線伙伴國相比,FTA通過提高技術(shù)創(chuàng)新對雙邊貿(mào)易的促進作用在法治水平較高沿線伙伴國中更大。

H3c:與法治水平較低的沿線伙伴國相比,FTA通過增加外匯儲備對雙邊貿(mào)易的促進作用在法治水平較高沿線伙伴國中更大。

H3d:與法治水平較低的沿線伙伴國相比,FTA通過降低貿(mào)易成本對雙邊貿(mào)易的促進作用在法治水平較高沿線伙伴國中更大。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下雙重差分模型評估FTA的簽署對中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易效應(yīng):

Yit=α+βdidit+δXit×T+ηi+λt+εit

(1)

其中,i和t分別表示國家和年份;被解釋變量Yit表征沿線國家的雙邊貿(mào)易額;didit為核心解釋變量,表征沿線伙伴國FTA簽署的狀況;Xit表示一系列控制變量,包括匯率變動、地理距離、貿(mào)易潛力、政府治理質(zhì)量和語言相似度,T為時間趨勢一階項;ηi表示國家個體效應(yīng),λt表示時間效應(yīng),εit表示隨機干擾項。

(二)數(shù)據(jù)說明

被解釋變量:雙邊貿(mào)易額(Yit)。借鑒胡再勇等[11]通過區(qū)域內(nèi)雙邊貿(mào)易額來衡量雙邊貿(mào)易效應(yīng)的思路,本文以域內(nèi)雙邊貿(mào)易額來考察FTA的簽署對中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易的影響。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫。

核心解釋變量:FTA簽署與時間的交互項(didit)。參考郭俊杰等[23]的思路,本文根據(jù)表1各FTA的簽署情況采用如下賦值方法:對于已經(jīng)與中國簽署FTA的沿線伙伴國,簽署時間發(fā)生在當(dāng)年6月之前則該年份及以后年份的交互項取值為1,簽署時間發(fā)生在當(dāng)年6月之后則認(rèn)為是下一年以及以后年份的交互項取值為1;而其他情形交互項均取值為0。關(guān)于FTA簽署情況的數(shù)據(jù)來源于自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)站。

表1 中國與沿線伙伴國簽署FTA情況

控制變量。結(jié)合已有文獻(xiàn)并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取如下控制變量。第一,匯率變動(rat)。匯率的變動是影響雙邊貿(mào)易的重要因素。一般而言,本幣升值,有利于國外產(chǎn)品輸入,不利于本國產(chǎn)品輸出;相反,本幣貶值有利于本國產(chǎn)品輸出,不利于國外產(chǎn)品輸入。本文采用人民幣兌其他貨幣的平均匯率來衡量匯率變動,其原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫。第二,地理距離(dis)。地理距離是影響運輸成本的關(guān)鍵因素。通常,地理距離越大意味著運輸成本越大,不利于雙邊貿(mào)易。本文以中國首都與沿線各國首都之間的距離來衡量地理距離,其原始數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟研究中心(CEPII)數(shù)據(jù)庫。第三,貿(mào)易潛力(dpg)。貿(mào)易潛力的大小直接影響著雙邊貿(mào)易。本文采用各國經(jīng)濟增長率代替貿(mào)易潛力,其原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫。貿(mào)易雙方的經(jīng)濟增長率越高會帶來越多的雙邊貿(mào)易。第四,政府治理質(zhì)量(zhi)。政府治理質(zhì)量高的國家通常擁有較為穩(wěn)定的政治環(huán)境、較為成熟的交易市場;相反,政府治理質(zhì)量低的國家存在暴動戰(zhàn)亂的可能,其交易市場往往不盡完善。此外,一國企業(yè)在與政府治理質(zhì)量低的國家進行貿(mào)易時需要花費更多的時間去搜尋當(dāng)?shù)厥袌龊推髽I(yè)信息,增加了企業(yè)的信息成本,不利于雙邊貿(mào)易。本文以全球治理指數(shù)的算術(shù)平均值來衡量,其原始數(shù)據(jù)來源于全球治理指標(biāo)(WGI)數(shù)據(jù)庫。第五,語言相似度(cl)。李光勤等[24]研究發(fā)現(xiàn),語言多樣性會阻礙國家的對外開放,不利于貿(mào)易開展。貿(mào)易雙方語言相似度越高,雙方在進行貿(mào)易時溝通和洽談越便利,其商務(wù)成本越低,進而促進雙方進行貿(mào)易。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。

截至2018年底,中國已與文萊、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、緬甸、菲律賓、泰國、越南、智利、巴基斯坦、新西蘭、新加坡、秘魯、哥斯達(dá)黎加、韓國、馬爾代夫、格魯吉亞、冰島、瑞士、澳大利亞等21個國家簽署FTA,其中18個國家為沿線伙伴國。鑒于馬爾代夫和格魯吉亞與中國簽署FTA的時間較晚,本文選取16個沿線伙伴國作為處理組,具體見表1。

另外,截至2018年底,“一帶一路”官網(wǎng)發(fā)布的沿線國家有122個,囿于數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性,本文最終獲得了2000—2018年97個沿線伙伴國的面板數(shù)據(jù),涉及16個與中國簽署FTA的沿線伙伴國。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗

(一)特征事實分析

在進行實證檢驗之前,本文通過特征事實分析法來初步考察FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿(mào)易的影響。具體來說,本文將已經(jīng)與中國簽署FTA的16個國家單獨展示,其余國家以對照組總體形式展示。中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易均值的變化趨勢如圖1所示?？梢钥闯?除受2008年金融危機影響外,已經(jīng)與中國簽署FTA的沿線國家同中國的雙邊貿(mào)易額呈現(xiàn)出較為明顯的增長趨勢。

圖1 FTA簽署國與對照組雙邊貿(mào)易的變化趨勢

(二)基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。其中,第(1)列為未考慮控制變量的初始回歸結(jié)果。第(2)～(6)列依次逐步納入其他控制變量。未加入控制變量時,本文所關(guān)注的核心交互項didit的估計系數(shù)顯著為正;加入控制變量后,核心交互項的估計系數(shù)符號仍為正,且顯著性水平不變。第(2)列中加入了匯率變動,結(jié)果顯示匯率變動對雙邊貿(mào)易的影響顯著為正。第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入了地理距離,發(fā)現(xiàn)該變量與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān),表明地理距離的增大抑制了雙邊貿(mào)易。第(4)列進一步加入了貿(mào)易潛力,發(fā)現(xiàn)貿(mào)易潛力會促進雙邊貿(mào)易。第(5)列在以上基礎(chǔ)上加入了政府治理質(zhì)量,發(fā)現(xiàn)其與雙邊貿(mào)易正相關(guān)。第(6)列中還加入了語言相似度,其估計系數(shù)顯著為正,即語言相似度越高越有利于雙邊貿(mào)易增長?？傮w而言,在逐個加入其他控制變量的過程中,核心交互項的估計系數(shù)均顯著為正。這表明FTA的簽署促進了中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易,從而驗證了假說H1。

表3 基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果

(三)平行趨勢檢驗及時間動態(tài)效應(yīng)

借鑒Beck等[25]的做法,本文采用事件研究法考察平行趨勢及時間動態(tài)效應(yīng),具體模型如下:

(2)

本文以首批FTA簽署的時間為基期,對于FTA簽署基期前第j年的處理組國家而言did-j取值為1,對于FTA簽署基期后第j年的處理組國家而言didj取值為1;其他情形均取值為0。

平行趨勢及時間動態(tài)效應(yīng)檢驗的結(jié)果如圖2所示。其中,每個βt的回歸結(jié)果所對應(yīng)的垂直虛線表示95%水平的置信區(qū)間。在FTA簽署之前,交互項估計系數(shù)均不顯著,即符合平行趨勢假定;而在協(xié)議簽署當(dāng)年及之后的所有年份中,交互項估計系數(shù)均顯著為正,表明FTA的簽署顯著地促進了沿線伙伴國與中國的雙邊貿(mào)易增長,且這一促進作用逐年增大。

圖2 平行趨勢假設(shè)檢驗及時間動態(tài)效應(yīng)

(四)安慰劑檢驗

1.虛假設(shè)定政策時間

為檢驗雙邊貿(mào)易的增長源自雙方FTA簽署的可靠性,本文通過將沿線伙伴國FTA簽署時間提前2年構(gòu)建虛假政策時間進行反事實檢驗。若虛假設(shè)立FTA簽署年份后實證結(jié)果中核心交互項估計系數(shù)仍然顯著為正,則說明雙邊貿(mào)易的增長并不是由FTA的簽署引起的,而是源自其他因素;若核心交互項的估計系數(shù)不顯著,則說明雙邊貿(mào)易的增長源于FTA的簽署?；谔摷僭O(shè)定政策時間的回歸結(jié)果見表4第(1)列,核心交互項的估計系數(shù)不顯著。

表4 安慰劑檢驗估計結(jié)果

2.虛假設(shè)定處理組

為進一步檢驗雙邊貿(mào)易的增長來自雙方FTA的簽署而非其他因素的影響,本文分別選取與處理組國家距離最近的沿線伙伴國作為虛假處理組,并以除真實處理組和虛假處理組之外的其他沿線國家作為新的對照組進行檢驗。若虛假設(shè)立FTA簽署國家后核心交互項估計系數(shù)仍然顯著為正,則說明雙邊貿(mào)易的增長并非源自這些國家同中國簽署FTA,而是源自其他因素;若核心交互項的估計系數(shù)不顯著,則說明雙邊貿(mào)易的增長源于這些國家同中國簽署FTA?；谔摷偬幚斫M的回歸結(jié)果見表4第(2)列,核心交互項的估計系數(shù)不顯著。

3.隨機抽樣的安慰劑檢驗

為進一步檢驗FTA簽署對中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易效應(yīng)是否受到遺漏其他重要變量和潛在非可觀測因素的影響,本文參考李衛(wèi)兵等[26]的做法,采用隨機抽樣的方法進行安慰劑檢驗。首先,依據(jù)每個簽署年份對應(yīng)處理組國家的個數(shù),逐年隨機抽取同等數(shù)量的國家作為虛假處理組并將其余國家作為對照組;然后,將虛假處理組國家與協(xié)定簽署年份相對應(yīng)構(gòu)造核心交互項;最后,基于基準(zhǔn)模型式(1)進行估計。為保證抽樣結(jié)果的可靠性,本文進行了1 000次的隨機抽樣,得到如圖3所示的估計結(jié)果。圖3展示了隨機虛假設(shè)定FTA簽署國家的核心交互項估計系數(shù)的概率分布。不難看出,基于隨機抽樣的核心交互項估計系數(shù)圍繞0均勻分布,與基準(zhǔn)回歸核心交互項估計系數(shù)(0.479)存在較大差異,即通過了隨機抽樣的安慰劑檢驗。

圖3 基于隨機抽樣的安慰劑檢驗

(五)工具變量

雖然前文可以很大程度上緩解遺漏變量等內(nèi)生性問題,但仍然存在處理組樣本選擇非完全隨機的可能。對此,本文采用工具變量法緩解內(nèi)生性問題?？紤]到中國與沿線各國簽署FTA的最早時間是2003年,因此本文以2000年的雙邊貿(mào)易額這一歷史變量來構(gòu)建工具變量(iv)進行處理,其原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫。選擇這一工具變量的合理之處在于:第一,相關(guān)性,歷史年份的雙邊貿(mào)易額體現(xiàn)了雙邊貿(mào)易的緊密程度,而雙邊貿(mào)易緊密程度直接關(guān)系著雙方是否簽署FTA這一決策,從而滿足相關(guān)性;第二,外生性,歷史年份的雙邊貿(mào)易額并不會直接影響當(dāng)期的雙邊貿(mào)易,即滿足外生性。

表5第(1)列為以歷史雙邊貿(mào)易額作為工具變量的第一階段回歸結(jié)果。首先,歷史雙邊貿(mào)易額的估計系數(shù)顯著為正,表明歷史雙邊貿(mào)易額顯著促進中國與沿線伙伴國FTA的簽署,即滿足相關(guān)性。其次,基于弱工具變量檢驗原理的F統(tǒng)計量大于臨界值10,表明不存在弱工具變量問題。最后,基于不可識別檢驗的LM統(tǒng)計量為9.749,且在5%的水平上顯著,從而拒絕不可識別的原假設(shè)。表5第(2)列報告了以歷史雙邊貿(mào)易額作為工具變量的第二階段回歸結(jié)果,其核心交互項的估計系數(shù)顯著為正。這表明在通過上述工具變量緩解處理組選擇潛在非隨機性這一內(nèi)生性因素后,簽署FTA仍然顯著促進了中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易。

表5 工具變量檢驗估計結(jié)果

(六)其他穩(wěn)健性檢驗

1.兩期倍差法

由于中國與各沿線伙伴國簽署FTA的時間不統(tǒng)一,因此前文采用的多期倍差法可能因潛在時間序列相關(guān)性而給估計結(jié)果帶來偏誤。為此,本文將全樣本劃分為FTA簽署前和FTA簽署后,并以各相關(guān)變量在這兩個時期的均值來進行檢驗。兩期倍差法對應(yīng)的回歸結(jié)果見表6第(1)列,核心交互項的系數(shù)顯著為正。這與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符。

表6 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

2.改變變量賦值

前文在定義核心交互項時,以協(xié)議簽署時間在上半年定義為政策實施當(dāng)年,而協(xié)議簽署時間在下半年則將政策實施起始年份定義為下一年。為考察這一賦值方法是否會給估計結(jié)果帶來偏誤,本文采用不區(qū)分上下半年的方法,直接將簽署當(dāng)年定義為政策實施起始年份,得到表6第(2)列的估計結(jié)果,核心交互項的系數(shù)顯著為正,即前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.控制變量滯后一期

為考察控制變量與被解釋變量的潛在互為因果關(guān)系對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響,本文將控制變量做滯后一期處理,并以其替換原有控制變量進行回歸分析,得到表6第(3)列的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn),核心交互項系數(shù)的符號和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸一致。這再次表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

4.控制變量時變效應(yīng)

為考察控制變量的多階時變效應(yīng)對本文估計結(jié)果的潛在影響,本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入了控制變量與時間趨勢2～3階項的交乘進行回歸,得到表6第(4)列的估計結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn),核心交互項的估計系數(shù)顯著為正,即支持了前文基準(zhǔn)回歸。

四、異質(zhì)性及其作用機制檢驗

(一)基于法治水平差異的異質(zhì)性檢驗

根據(jù)各國法治水平劃分,本文將沿線伙伴國的法治水平劃分為較高法治水平和較低法治水平,具體做法如下:以2013年沿線伙伴國法治水平為依據(jù),當(dāng)某國法治水平數(shù)值超過2013年各國法治水平的中位數(shù)則定義該國為較高法治水平國家,否則定義為較低法治水平國家。表7第(1)列匯報了較高法治水平國家的估計結(jié)果,第(2)列匯報了較低法治水平國家的估計結(jié)果。結(jié)果顯示:中國與高法治水平沿線伙伴國簽署FTA對雙邊貿(mào)易的促進作用較大,而與低法治水平沿線伙伴國簽署FTA對雙邊貿(mào)易的影響不明顯,從而驗證了假說H2。

表7 異質(zhì)性檢驗估計結(jié)果

(二)基于異質(zhì)性法治水平視角的作用機制檢驗

為進一步檢驗與需求側(cè)、供給側(cè)、供需交易相對應(yīng)的經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本等四種作用機制如何影響FTA對中國與不同法治水平伙伴國間雙邊貿(mào)易的異質(zhì)性影響,本文參考張國建等[27]的做法,構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型來進行檢驗。

Yit=α+βdidit+δXit×T+ηi+λt+εit

(3)

Mit=α1+β1didit+δ1Xit×T+ηi+λt+εit

(4)

Yit=α2+β2didit+ρ2Mit+δ2Xit×T+ηi+λt+εit

(5)

其中,M為中介變量,包括經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本。經(jīng)濟規(guī)模以GDP總量來衡量,其原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行人類發(fā)展指標(biāo)(WDI)數(shù)據(jù)庫;技術(shù)創(chuàng)新以非居民專利申請表示,其原始數(shù)據(jù)來源為世界銀行人類發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫;外匯儲備以國際外匯儲備衡量,其原始數(shù)據(jù)來源于全球創(chuàng)業(yè)觀察(GEM)數(shù)據(jù)庫;貿(mào)易成本以平均關(guān)稅衡量,其原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫。根據(jù)中介效應(yīng)原理,若式(4)中did的估計系數(shù)β1顯著且式(5)中did的估計系數(shù)β2和M的估計系數(shù)ρ2均顯著,則表明存在部分中介效應(yīng),其中介效應(yīng)大小為β1ρ2;若式(4)中did的估計系數(shù)β1不顯著,則表明中介效應(yīng)不明顯;若式(4)中did的估計系數(shù)β1顯著,并且式(5)中did的估計系數(shù)β2顯著、M的估計系數(shù)ρ2不顯著,同樣表明中介效應(yīng)不明顯。由此,根據(jù)法治水平異質(zhì)性將樣本劃分為較高、較低法治水平國家,然后在兩類樣本中分別基于式(3)～(5)進行影響機制檢驗。

1.較高法治水平下影響機制檢驗

較高法治水平樣本下式(3)的估計結(jié)果與表7異質(zhì)性檢驗第(1)列對應(yīng),其交互項估計系數(shù)顯著為正。表8第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本的估計結(jié)果。以經(jīng)濟規(guī)模、外匯儲備和貿(mào)易成本為因變量時交互項的估計系數(shù)均通過了顯著性檢驗,即在較高法治水平樣本中FTA簽署顯著促進了經(jīng)濟規(guī)模的增大、外匯儲備的增加和貿(mào)易成本的降低;以技術(shù)創(chuàng)新為因變量時交互項的估計系數(shù)不顯著,其可能原因在于:較高法治水平國家往往對應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展水平較高的發(fā)達(dá)國家,擁有較為先進的技術(shù)水平,在雙邊貿(mào)易中獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)較小,從而使得FTA的簽署對其技術(shù)創(chuàng)新的作用不明顯[18,28]。表8第(5)列為將所有中介機制同時放入中介效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果。交互項、經(jīng)濟規(guī)模和外匯儲備的估計系數(shù)均顯著為正,而貿(mào)易成本的估計系數(shù)顯著為負(fù)。進一步根據(jù)中介效應(yīng)檢驗原理可知,經(jīng)濟規(guī)模、外匯儲備以及貿(mào)易成本表現(xiàn)為部分中介效應(yīng),而技術(shù)創(chuàng)新未表現(xiàn)出中介效應(yīng)。這表明較高法治水平沿線伙伴國與中國簽署FTA可以通過擴大經(jīng)濟規(guī)模、增加外匯儲備和降低貿(mào)易成本而顯著促進雙邊貿(mào)易,但未能通過促進技術(shù)創(chuàng)新而擴大雙邊貿(mào)易。

表8 較高法治水平樣本下的影響機制檢驗結(jié)果

2.較低法治水平下影響機制檢驗

較低法治水平樣本下式(3)的估計結(jié)果與表7異質(zhì)性檢驗第(2)列對應(yīng),其交互項的估計系數(shù)不顯著。表9第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本的估計結(jié)果。以經(jīng)濟規(guī)模和外匯儲備為因變量時交互項的估計系數(shù)不顯著,以技術(shù)創(chuàng)新和貿(mào)易成本為因變量時交互項的估計系數(shù)顯著為負(fù)。表9第(5)列為將所有中介機制同時放入中介效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果。交互項的估計系數(shù)不顯著,技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本的估計系數(shù)不顯著。結(jié)合中介效應(yīng)原理,在較低法治水平沿線伙伴國,經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本均未表現(xiàn)出中介效應(yīng)。這表明較低法治水平沿線伙伴國與中國簽署FTA未能通過上述四個機制變量而影響雙邊貿(mào)易。

表9 較低法治水平樣本下的影響機制檢驗結(jié)果

綜上可知,FTA通過擴大經(jīng)濟規(guī)模、增加外匯儲備、降低貿(mào)易成本對雙邊貿(mào)易的促進作用在較高法治水平沿線伙伴國中較為顯著,而在較低法治水平沿線伙伴國中不顯著,且未通過技術(shù)創(chuàng)新對中國與較高、較低法治水平伙沿線伴國的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響,即假說H3a、H3c和H3d成立而假說H3b不成立。

五、結(jié)論與啟示

本文運用雙重差分模型就FTA簽署對中國與沿線伙伴國之間雙邊貿(mào)易的真實影響、異質(zhì)性效果及其作用機制進行實證研究。主要結(jié)論如下:(1)利用雙重差分模型證實FTA的簽署顯著促進了中國與沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易,且經(jīng)過工具變量緩解樣本選擇的非隨機性以及多維度穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依然成立;(2)簽署FTA對較高法治水平沿線伙伴國與中國進行雙邊貿(mào)易的促進作用更大;(3)FTA從需求側(cè)、供給側(cè)、供需交易三個方面通過經(jīng)濟規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲備和貿(mào)易成本四種機制對較高、較低法治水平沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生異質(zhì)性影響,表現(xiàn)為FTA在高法治水平沿線伙伴國中主要通過擴大經(jīng)濟規(guī)模、增加外匯儲備和降低貿(mào)易成本這三種機制對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生促進作用,未能通過促進技術(shù)創(chuàng)新而促進雙邊貿(mào)易,而在低法治水平沿線伙伴國未通過這四種中介機制對雙邊貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響。

基于上述研究結(jié)果,本文得到如下政策建議和啟示。(1)加大力度推進FTA在沿線伙伴國的提質(zhì)擴容。首先,中國作為“一帶一路”倡議的推動者,在與沿線伙伴國洽談FTA的過程中可以將知識產(chǎn)權(quán)、爭端解決和產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)等有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新的條款更好地納入FTA談判中,加強技術(shù)創(chuàng)新條款的約定和談判,通過與沿線伙伴國開展技術(shù)合作,構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動的高質(zhì)量FTA網(wǎng)絡(luò)。其次,“一帶一路”倡議提出以來,已有100多個國家加入倡議建設(shè),但大多數(shù)國家仍未與中國簽署FTA。為此,中國應(yīng)借助“一帶一路”倡議加強與沿線伙伴國之間的政策溝通,并就其二者之間的貿(mào)易合作與經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略進行交流磋商,在保證FTA質(zhì)量的同時,實現(xiàn)數(shù)量上的跨越式發(fā)展。(2)因地制宜地放寬對低法治水平沿線伙伴國的貿(mào)易優(yōu)惠政策。實證分析結(jié)果顯示:FTA的貿(mào)易效應(yīng)對低法治水平沿線伙伴國效果不明顯且未能通過降低貿(mào)易成本以促進FTA低法治水平沿線伙伴國的雙邊貿(mào)易。為此,中國在與低法治水平沿線伙伴國洽談FTA時,可在FTA條款中進一步通過簡化通關(guān)手續(xù),放寬相關(guān)稅收優(yōu)惠措施降低貿(mào)易成本,并且強化法治條款約定,以更大力度促進雙邊貿(mào)易發(fā)展。