李彥鋒，徐銘陽(yáng)

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，烏魯木齊 830012）

一、引言

近年來(lái)，隨著逆全球化思潮不斷抬頭、新冠疫情在全球的迅速蔓延導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)秩序動(dòng)蕩，在此背景下，世界最大的自貿(mào)區(qū)RCEP 正式成立，協(xié)定的簽署將使得亞太區(qū)域能夠更好地應(yīng)對(duì)外部沖擊，加快全球化進(jìn)程，推動(dòng)亞太區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展。RCEP 生效可抵消中美貿(mào)易摩擦及CPTPP 成立對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面影響（孟曉華等，2022），減弱對(duì)歐美國(guó)家供應(yīng)鏈的依賴性（秦若冰，2022），緩沖新冠疫情對(duì)我國(guó)的負(fù)面沖擊（宋志勇等，2021），關(guān)稅及非關(guān)稅壁壘降低可以促進(jìn)各成員國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出水平增加，從而推動(dòng)區(qū)域內(nèi)各國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易額大幅提升（陶蕾等，2022）。RCEP 是中國(guó)、日本、韓國(guó)首次共同加入一個(gè)FTA，特別是中日、日韓兩國(guó)之間首次簽署自貿(mào)協(xié)定，將為未來(lái)中日韓FTA 的落地打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)（譚紅梅，2022）。

基礎(chǔ)設(shè)施作為國(guó)際貿(mào)易中的“硬”成本，相比關(guān)稅措施等“軟”成本而言，“硬”成本的改善較為困難（張鵬飛，2018）。目前有關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貿(mào)易影響的研究較多，胡再勇等（2019）采用引力模型研究了“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響，結(jié)果表明：不同類(lèi)型的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)際貿(mào)易影響程度的大小以及方向不一致。陳虹等（2019）通過(guò)構(gòu)建門(mén)檻模型發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施水平提高會(huì)促進(jìn)我國(guó)與其雙邊貿(mào)易，且這種影響在經(jīng)濟(jì)落后的國(guó)家更加顯著。曹沖等（2021）認(rèn)為，能源、通信、交通基礎(chǔ)設(shè)施中單一指標(biāo)及多指標(biāo)交互對(duì)貿(mào)易效應(yīng)的影響程度不同。眾多學(xué)者研究表明基礎(chǔ)設(shè)施能夠顯著降低貿(mào)易成本，提升貿(mào)易便利化。孫林等（2022）認(rèn)為，以中歐班列為代表的交通基礎(chǔ)設(shè)施提高有利于企業(yè)產(chǎn)品出口。方鳴等（2021）提出，通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)中國(guó)與非洲地區(qū)貿(mào)易發(fā)展具有顯著的提升作用。

綜上所述，大多數(shù)學(xué)者研究RCEP 對(duì)貿(mào)易的影響因素主要集中在關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘削減所產(chǎn)生的影響，少有學(xué)者考慮到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。在其它地域研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貿(mào)易的影響也僅關(guān)注其直接效應(yīng)，較少研究間接效應(yīng)，文章將在RCEP 框架下研究基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)貿(mào)易的溢出效應(yīng)，這是對(duì)現(xiàn)有研究的有力補(bǔ)充。

二、中國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品貿(mào)易的時(shí)空格局

選取2001-2021 年中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，探究其時(shí)空格局演變。根據(jù)聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)，2001-2021 年間，中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易總額由1753 億美元波動(dòng)上升至18670 億美元，年均增長(zhǎng)率達(dá)48.25%，其中進(jìn)口額由955 億美元增長(zhǎng)至9940 億美元，增加了9.41 倍。2021 年出口額達(dá)8730 億美元，是2001 年798 億美元的9.94倍。我國(guó)與RCEP 區(qū)域商品雙邊貿(mào)易額占外貿(mào)總額的比例由2001 年的34.31%波動(dòng)下降至2013 年的28.37%，隨后緩慢上升，近年來(lái)穩(wěn)定在30%附近，其中進(jìn)口額近年來(lái)在35%附近波動(dòng)，出口額則在25%附近，整體表現(xiàn)為貿(mào)易逆差，但逆差額占雙邊貿(mào)易總額的比例呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)。

圖1 2001-2021 年中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)商品進(jìn)出口貿(mào)易額及所占外貿(mào)比例（億美元，%）

文章選取2001 與2021 年中國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品貿(mào)易額數(shù)據(jù)以探究其時(shí)空特征。2001 年，中國(guó)與RCEP 區(qū)域商品進(jìn)出口總額較大的地區(qū)是日本，雙邊貿(mào)易總額達(dá)877.28 億美元，占區(qū)域內(nèi)的比率為50.13%，進(jìn)出口額分別占比44.8%、56.32%；其次是東盟、韓國(guó)，進(jìn)出口總額分別占比23.77%、20.51%。2021 年，我國(guó)與日本商品進(jìn)出口貿(mào)易總額占區(qū)域內(nèi)比例下滑至20%附近，東盟成為我國(guó)商品進(jìn)出口貿(mào)易主要地區(qū)，我國(guó)對(duì)其商品進(jìn)出口額分別占區(qū)域內(nèi)比例為39.75%、55.39%，但東盟內(nèi)部國(guó)別差異明顯，我國(guó)對(duì)越南、馬來(lái)西亞、菲律賓、印度尼西亞四國(guó)雙邊貿(mào)易總額達(dá)6137.15 億美元，占東盟的比例為75.43%，其余六國(guó)占比較小。我國(guó)與RCEP 中日本、韓國(guó)兩個(gè)東北部國(guó)家，澳大利亞、越南、馬來(lái)西亞、印度尼西亞、菲律賓五個(gè)東南部國(guó)家商品雙邊貿(mào)易總額達(dá)18671.52 億美元，占RCEP 的比例達(dá)84.49%，其余緬甸、老撾等國(guó)主要偏向西南部，總體呈現(xiàn)“東高西低”態(tài)勢(shì)，空間集聚態(tài)勢(shì)顯著（如表1 所示）。

表1 2001、2021 年中國(guó)與RCEP 各成員國(guó)商品進(jìn)出口貿(mào)易額（億美元）

三、空間自相關(guān)檢驗(yàn)

我國(guó)與RCEP 成員國(guó)雙邊貿(mào)易額的空間集聚態(tài)勢(shì)可能與RCEP 國(guó)家內(nèi)部聯(lián)系有關(guān)，各國(guó)之間可能存在空間自相關(guān)關(guān)系。目前學(xué)界檢驗(yàn)空間自相關(guān)的方法有全局Moran指數(shù)和全局G指數(shù)，根據(jù)張松林等（2007）的研究，Moran指數(shù)在研究區(qū)域集聚比G指數(shù)效果更好，因此文章運(yùn)用全局Moran指數(shù)進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，公式如下：

式中n代表我國(guó)各年對(duì)RCEP 各成員國(guó)商品出口額觀察值數(shù)量，xi、xj分別為i、j位置的觀察值，x-為全部觀察值均值，wij為權(quán)重矩陣，由于RCEP 眾多成員國(guó)隔海相望，因此選擇地理距離權(quán)重矩陣，公式為，dij代表i國(guó)與j國(guó)首都距離，數(shù)據(jù)來(lái)自法國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心CEPII 中Geodist 數(shù)據(jù)庫(kù)。

通過(guò)對(duì)2004-2018 年的Moran指數(shù)測(cè)算可得，中國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易總額、進(jìn)口額、出口額的z 統(tǒng)計(jì)量均至少在5%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，雙邊貿(mào)易額、出口額Moran'I值最低在2018年出現(xiàn)，分別為0.105、0.072，雙邊貿(mào)易總額Moran'I值在2007 年達(dá)最大，是0.128，我國(guó)從RCEP 國(guó)家進(jìn)口額Moran'I 值在2005、2006 年達(dá)0.142，在2013年出現(xiàn)最低值0.107，出口額最大值在2008 年為0.112，由此可得，中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易及進(jìn)出口額呈顯著的空間正相關(guān)態(tài)勢(shì)，且正相關(guān)性較為穩(wěn)定（表2）。

表2 全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

四、空間效應(yīng)模型構(gòu)建及檢驗(yàn)

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，文章選取2004-2018 年中國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易總額、進(jìn)口額、出口額三項(xiàng)作為被解釋變量，由于老撾數(shù)據(jù)缺漏過(guò)多，且與我國(guó)貿(mào)易額較小，因此剔除老撾選取剩余13 國(guó)，貿(mào)易額數(shù)據(jù)均來(lái)源于UN Comtrade。在解釋變量的選取上，參照胡再勇等（2019）的研究，基礎(chǔ)設(shè)施主要包括能源、交通、通信基礎(chǔ)設(shè)施三類(lèi)，文章選取總電量消耗（十億千瓦小時(shí)，energy）作為能源基礎(chǔ)設(shè)施變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于世界能源數(shù)據(jù)庫(kù)（World Energy Database），選取固定電話訂閱（每百人）、移動(dòng)蜂窩數(shù)據(jù)（每百人）、互聯(lián)網(wǎng)使用（每百人）三者簡(jiǎn)單平均值作為通信基礎(chǔ)設(shè)施（com）變量，班輪運(yùn)輸指數(shù)作為交通基礎(chǔ)設(shè)施（tra）變量，以上數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行的世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)庫(kù)。下表3 為變量的描述性統(tǒng)計(jì)，對(duì)各變量均取對(duì)數(shù)。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）空間計(jì)量模型的構(gòu)建

空間滯后模型（SLM）：假設(shè)我國(guó)與東道國(guó)貿(mào)易額不僅受各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響，還受到東道國(guó)鄰國(guó)與我國(guó)貿(mào)易額影響，引入貿(mào)易額滯后項(xiàng)，對(duì)貿(mào)易額之間的空間依賴關(guān)系進(jìn)行解釋?zhuān)街?，yit為i國(guó)t年與我國(guó)貿(mào)易額組成的矩陣，ρ 為空間自回歸系數(shù)，反映鄰國(guó)貿(mào)易額對(duì)本國(guó)貿(mào)易額影響，Xit為i國(guó)t年基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)組成的矩陣，W為地理距離權(quán)重矩陣，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

空間誤差模型（SEM）假設(shè)我國(guó)與東道國(guó)貿(mào)易額受我國(guó)與東道國(guó)鄰國(guó)貿(mào)易影響不直接，但影響存在誤差項(xiàng)中，解釋鄰國(guó)誤差項(xiàng)對(duì)東道國(guó)貿(mào)易額的沖擊，式中，μit、εit為殘差，λ 為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表明鄰國(guó)貿(mào)易額對(duì)本國(guó)貿(mào)易額的影響程度。

空間杜賓模型（SDM）是SLM模型與SEM模型的結(jié)合，可緩解其變量遺漏問(wèn)題，式中，φ 是貿(mào)易額的滯后項(xiàng)系數(shù)，μi為空間效應(yīng)，vt為時(shí)間效應(yīng)，εi是殘差。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

結(jié)合上述分析，2004-2018 年我國(guó)與RCEP 成員國(guó)雙邊貿(mào)易額具有空間集聚特征，因此分別構(gòu)建雙邊貿(mào)易總額、進(jìn)口額、出口額為被解釋變量的空間面板計(jì)量模型，探究RCEP 成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)商品貿(mào)易的影響及空間溢出效應(yīng)。

參照Anselin 等（1996）的研究，對(duì)SDM 模型進(jìn)行Wald 檢驗(yàn)和LR 檢驗(yàn)，若顯著則表明SDM模型為最優(yōu)解，若不顯著則SDM 模型可退化；其次進(jìn)行LM檢驗(yàn)，對(duì)空間滯后與誤差下的LM與R-LM進(jìn)行比較，選取顯著性較高的，若都不顯著則無(wú)法使用空間計(jì)量模型，應(yīng)采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型；最后根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)來(lái)判斷采用固定、隨機(jī)效應(yīng)模型，若顯著則選取固定效應(yīng)，反之選取隨機(jī)效應(yīng)。

從下表檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在雙邊貿(mào)易總額（Lntotal）作為被解釋變量時(shí)，LR 檢驗(yàn)的Spatial lag（SL）、Spatial error（SE）統(tǒng)計(jì)量分別為14.17、16.42，且p 值分別為0.0027、0.0009，均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，Wald 檢驗(yàn)的SL、SE 統(tǒng)計(jì)量分別為12.58、9.12，對(duì)應(yīng)p 值為0.0056、0.0277，分別通過(guò)了1%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，因此SDM 不可退化為SEM 或SLM。同理，在我國(guó)對(duì)RCEP 國(guó)家進(jìn)口額（Lnimport）、出口額（Lnexport）分別作為被解釋變量時(shí)，LR、Wald檢驗(yàn)均通過(guò)了至少5%的顯著性水平檢驗(yàn)，選取SDM。隨后，在LM檢驗(yàn)中，LM及R-LM 下的SL、SE 統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)p 值最大出現(xiàn)在以Lnimport 為因變量的空間面板數(shù)據(jù)中R-LM中SE 達(dá)0.049，三個(gè)空間面板數(shù)據(jù)均可在至少5%的顯著性水平下通過(guò)LR、Wald、LM檢驗(yàn)，均選取SDM。最后，在Hausman檢驗(yàn)中，以Lntotal 為被解釋變量的空間面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)量為7.34，對(duì)應(yīng)p 值為0.0618，通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，以Lnimport、Lnexport為被解釋變量的兩個(gè)面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)量為42.54、12.02，對(duì)應(yīng)p 值分別為0.0000、0.0073，均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，由此可得，三個(gè)空間面板數(shù)據(jù)均選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型（表4）。

表4 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平空間面板計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，依據(jù)三個(gè)空間面板數(shù)據(jù)設(shè)定固定效應(yīng)空間杜賓模型如下：

式中，tradeit是我國(guó)與國(guó)年商品雙邊貿(mào)易額，importit為我國(guó)從國(guó)年商品進(jìn)口額，exportit是我國(guó)向國(guó)年商品出口額，β1、β2、β3分別為能源、通信、運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)，其余指標(biāo)含義與上相同。

根據(jù)孫慶剛等（2013）的研究，空間計(jì)量模型應(yīng)用likelihood值檢驗(yàn)擬合度，值越高則擬合度越大，對(duì)比在不同效應(yīng)下SDM結(jié)果可知，三個(gè)空間面板數(shù)據(jù)均在時(shí)間空間雙固定情況下likelihood 值達(dá)到最高，因此均選取時(shí)空雙固定的空間杜賓模型（表5）。

表5 RCEP 成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)與其商品貿(mào)易影響的回歸結(jié)果

LeSage 等（2009）認(rèn)為，空間杜賓模型中各貿(mào)易額的滯后項(xiàng)系數(shù)顯著不為0 時(shí)，系數(shù)難以直接反映溢出效應(yīng)，因此將貿(mào)易額的空間效應(yīng)分解為直接、間接及總效應(yīng)，其中直接效應(yīng)為本國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)貿(mào)易額的影響，間接效應(yīng)為鄰國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)本國(guó)貿(mào)易額的影響，總效應(yīng)為二者之和。

首先將SDM模型（4）改為向量形式（5），Y為貿(mào)易額向量，I為單位矩陣。

其次對(duì)各基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)xk求偏導(dǎo)（6）。

最后將Y對(duì)xk寫(xiě)為矩陣形式（7），對(duì)角線代表基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)本國(guó)貿(mào)易額影響的直接效應(yīng)，非對(duì)角線代表間接效應(yīng)。

文章分別將被解釋變量為雙邊貿(mào)易總額、進(jìn)口額、出口額三個(gè)空間面板數(shù)據(jù)下各類(lèi)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的空間效應(yīng)分解如下：

就能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的影響而言，當(dāng)Lntotal作為被解釋變量時(shí)，能源基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.459，間接效應(yīng)為-1.615，分別通過(guò)了1%、5%的顯著性水平檢驗(yàn)，總效應(yīng)不顯著，這表明東道國(guó)能源基礎(chǔ)設(shè)施水平提升1%將使得我國(guó)與其雙邊貿(mào)易總額提升0.459%，且具有負(fù)向溢出效應(yīng)，會(huì)導(dǎo)致東道國(guó)周邊地區(qū)與我國(guó)雙邊貿(mào)易額下降1.615%。當(dāng)Lnimport作為被解釋變量時(shí)，能源基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)從東道國(guó)進(jìn)口額的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為0.931、-4.905，均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，總效應(yīng)為-3.974，在5%的水平下顯著，這表明東道國(guó)能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)每增加1%會(huì)使得我國(guó)從東道國(guó)商品進(jìn)口額提升0.931%，同時(shí)負(fù)向溢出效應(yīng)導(dǎo)致我國(guó)從其周邊地區(qū)進(jìn)口額下降4.905%。當(dāng)Lnexport作為被解釋變量時(shí)，能源基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)向東道國(guó)商品出口額的直接效應(yīng)通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，系數(shù)為0.441，表明東道國(guó)能源基礎(chǔ)設(shè)施水平提升1%會(huì)使得我國(guó)對(duì)其商品出口額提升0.441%，間接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.277，不具有顯著性，因此難以判斷其是否具有空間溢出效應(yīng)。

東道國(guó)能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)與其雙邊及進(jìn)出口貿(mào)易額均有正向影響，能源是一切工業(yè)活動(dòng)的基礎(chǔ)，在任何一個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈中能源都是不可或缺的，因此能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平將會(huì)直接促進(jìn)雙邊貿(mào)易，但其對(duì)周邊地區(qū)有著負(fù)向溢出效應(yīng)，這是因?yàn)镽CEP 成員國(guó)中各國(guó)經(jīng)濟(jì)水平參差不齊，既有日本、韓國(guó)等先進(jìn)的發(fā)達(dá)國(guó)家，也有老撾、緬甸等落后的發(fā)展中國(guó)家，發(fā)達(dá)國(guó)家加大能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可能會(huì)產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，抑制周邊落后地區(qū)貿(mào)易發(fā)展，并且落后國(guó)家的產(chǎn)業(yè)集聚能力有限，即使加大能源基礎(chǔ)設(shè)施投資也可能對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生抑制作用（張學(xué)良等，2012）。

就通信基礎(chǔ)設(shè)施而言，在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)與其雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.228，在1%的水平下顯著，間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.816、1.044，均通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施水平每增加1%會(huì)使得我國(guó)與其雙邊貿(mào)易額提升0.228%，同時(shí)其溢出效應(yīng)使我國(guó)與其周邊國(guó)家雙邊貿(mào)易總額提升0.816%。在Lnimport作為被解釋變量時(shí)，東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)從其商品進(jìn)口額的總效應(yīng)和直接效應(yīng)分別為2.24、0.396，均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，間接效應(yīng)為1.844，在5%的水平下顯著，這表明東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施每改進(jìn)1%會(huì)促進(jìn)我國(guó)從其商品進(jìn)口額提升0.396%，同時(shí)其溢出效應(yīng)會(huì)使我國(guó)向其周邊地區(qū)進(jìn)口額提升1.844%。在Lnexport作為被解釋變量的情況下，東道國(guó)通信基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)向其商品出口的影響未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。通信基礎(chǔ)設(shè)施涉及第一、二、三產(chǎn)業(yè)，通過(guò)企業(yè)之間的聯(lián)系將會(huì)擴(kuò)散到各產(chǎn)業(yè)之間（Melville，2008），提高產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈的各個(gè)部分間的關(guān)聯(lián)度（盧福財(cái)?shù)龋?019），從而促進(jìn)周?chē)貐^(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時(shí)通信基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)可降低貿(mào)易成本，促進(jìn)貿(mào)易量的提升使得貿(mào)易額增加。

RCEP 成員國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于我國(guó)與其雙邊貿(mào)易額提升。在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)與其雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.086，通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)每提高1%會(huì)推動(dòng)我國(guó)與其雙邊貿(mào)易總額增長(zhǎng)0.086%，間接效應(yīng)與總效應(yīng)均不顯著。當(dāng)Lnexport作為被解釋變量時(shí)，東道國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)向其商品出口額的直接效應(yīng)通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為0.088，表明東道國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施每增加1%會(huì)促進(jìn)我國(guó)向其商品出口額提升0.088%，間接效應(yīng)和總效應(yīng)未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，難以確定其溢出效應(yīng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高將使得商品流通效率更高，節(jié)約大量時(shí)間成本，并有利于增加商品貿(mào)易的種類(lèi)，從而促進(jìn)雙邊貿(mào)易額增加（見(jiàn)表6）。

表6 RCEP 成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)我國(guó)與其商品貿(mào)易直接、間接、總效應(yīng)

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，文章使用移動(dòng)蜂窩數(shù)據(jù)用戶（每百人）作為信息基礎(chǔ)設(shè)施的替代指標(biāo)，取對(duì)數(shù)后再次進(jìn)行檢驗(yàn)，（結(jié)果見(jiàn)表7）。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

總體來(lái)看，各類(lèi)基礎(chǔ)設(shè)施的對(duì)數(shù)似然函數(shù)估計(jì)值、溢出效應(yīng)估計(jì)值以及l(fā)ikelihood 值與上述相近，仍選擇時(shí)空雙固定的空間杜賓模型，由此可得，文章主要研究結(jié)果平穩(wěn)。

五、結(jié)論及對(duì)策建議

（一）結(jié)論

第一，RCEP 成員國(guó)為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的重要地區(qū)。2001-2021 年間，我國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易額常年占我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總額的30%附近，日本、韓國(guó)、印度尼西亞、馬來(lái)西亞、菲律賓等靠東部國(guó)家與我國(guó)雙邊貿(mào)易額較大，整體呈現(xiàn)出“東高西低”的空間集聚態(tài)勢(shì)。

第二，RCEP 成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)我國(guó)與其雙邊貿(mào)易額具有顯著影響，且這種影響具有空間溢出效應(yīng)。由時(shí)空雙固定的空間杜賓模型結(jié)果可知，東道國(guó)三大類(lèi)別基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)我國(guó)與其商品進(jìn)出口貿(mào)易均具有正向影響，但其空間溢出效應(yīng)方向不同，能源基礎(chǔ)設(shè)施的提高會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)產(chǎn)生負(fù)向空間溢出效應(yīng)，通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)則產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

（二）對(duì)策建議

根據(jù)研究所得出的結(jié)論，提出以下建議：

第一，我國(guó)與RCEP 成員國(guó)商品貿(mào)易應(yīng)“穩(wěn)東促西”。穩(wěn)定與RCEP 東部成員國(guó)商品雙邊貿(mào)易水平，促進(jìn)與西部區(qū)域緬甸、老撾等國(guó)家的商品進(jìn)出口貿(mào)易，RCEP 東部區(qū)域國(guó)家較為發(fā)達(dá)，我國(guó)應(yīng)維持與日、韓、馬等國(guó)現(xiàn)有貿(mào)易水平，加強(qiáng)與其高附加值產(chǎn)品貿(mào)易，對(duì)于西部欠發(fā)達(dá)國(guó)家，我國(guó)應(yīng)通過(guò)技術(shù)援助、學(xué)習(xí)交流等方式加快其產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)與我國(guó)商品雙邊貿(mào)易額上升。

第二，重點(diǎn)關(guān)注RCEP 成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，促進(jìn)中國(guó)與RCEP 成員國(guó)雙邊貿(mào)易額提升。RCEP 成員國(guó)能源、信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)我國(guó)商品貿(mào)易的直接效應(yīng)均為正，當(dāng)各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平提升時(shí)，我國(guó)與其商品雙邊貿(mào)易額必將增長(zhǎng)，因此，應(yīng)關(guān)注RCEP 區(qū)域內(nèi)各成員國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在合適情況下幫助東道國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以擴(kuò)大我國(guó)外貿(mào)發(fā)展。

第三，加強(qiáng)RCEP 區(qū)域內(nèi)通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，充分利用其正向空間溢出效應(yīng)推動(dòng)我國(guó)外貿(mào)發(fā)展。當(dāng)今全球貿(mào)易正處于數(shù)字化轉(zhuǎn)型階段，數(shù)字化的發(fā)展離不開(kāi)通信基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)（孟宏瑋等，2022），因此，我國(guó)應(yīng)推動(dòng)RCEP 區(qū)域通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快貿(mào)易數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級(jí)，并充分利用其溢出效應(yīng)，促進(jìn)與RCEP 各地區(qū)雙邊貿(mào)易額提升。