基于內生性修正的中國入世政策效果實證研究

(天津工業大學 經濟學院，天津 300387)

一、引言

自2001年中國成為WTO成員國至今已有16年。期間我國修改、調整了兩千多部法律法規和部門相關規章，不斷調整各種商品的稅率，不斷開放世貿組織規定的各個部門，以滿足組織的規章制度和其他成員國的利益。相應的組織的其他成員國也會以相同的方式來對待中國這個新成員，降低貿易產品關稅以及各種壁壘，雙方實現互惠共贏。從數據上可以更加直觀的反映成果，2016年，我國貨物貿易進出口總值24.33萬億元人民幣，其中，出口13.84萬億元；貿易順差3.35萬億。

但是自從2008 年國際金融危機以來，“全球化”進入深度調整期，“逆全球化”風潮愈演愈烈，其中英國“脫歐”與美國特朗普新政均是其中的標志性事件。據英國經濟政策研究中心發布的《全球貿易預警》報告顯示，2008年11月至2016年10月，二十國集團成員實施的貿易保護主義措施總計達到創紀錄的5 560項，最近一年來新增貿易保護主義措施401項；美國同期采取了600多項貿易保護措施，平均每4天推出一項*二十國集團數據轉引自徐秀軍，治理“赤字”助長分配不均[N]．人民日報，2017-04-14. 美國數據轉引自張茉楠．當前“逆全球化”趨勢與新一輪全球化走向[J]．宏觀經濟管理，2017(5)：33-37．。面對日益興起的全球新貿易保護主義，有必要對中國加入WTO后對世界經濟的貢獻進行深度研究，有必要對逆全球化的動因和現實條件進行研究，以便為中國未來全球化布局提供科學決策依據。

誠然，中國加人WTO后對外貿易確實取得了巨大的增長，但加入WTO對中國對外貿易增長促進作用有多大，對貿易增長的貢獻率是多少，通過何種途徑促進貿易增長。對于這些問題的回答，僅依靠貿易量的變化數據并不能做出科學的推斷，必須通過綜合評估才能予以科學的解釋?，F有研究從加入WTO后對貨幣政策、稅收政策、關稅政策影響研究較多，但對加入WTO的貿易政策對中國的對外貿易的影響作用研究不足。對貿易政策效應的科學評價，不僅有利于我國對于入世16年貿易政策的反思與總結，而且有利于面對目前逆全球化思潮下中國下一步的貿易政策作出科學評估。現有對貿易政策效應的評價都存在著內生性問題，計量模型中解釋變量的內生性主要來源于3個方面，忽略了重要的影響因素，聯立性偏誤和測量誤差，這3種情況在貿易政策效果的研究中都存在。如果貿易政策變量存在內生性問題，利用傳統估計方法得到的估計量將會是有偏的和不一致的，必須對貿易政策的內生性問題進行修正。本文試圖通過改進的引力模型，在考慮政策變量內生性的基礎上，對中國加入WTO的政策效應進行實證研究，給出可信賴的證據。

二、文獻綜述

大量學者就我國對外貿易的發展及其影響因素進行了深入的研究，綜合現有研究成果來看，主要集中在國家整體對外貿易及其競爭力、區域對外貿易、對外貿易結構等三個方面。

(1)在國家整體對外貿易及其競爭力方面，史朝興和顧海英(2006)指出加入WTO對中國與WTO成員之間的雙邊貿易增長貢獻了19.6%，貿易伙伴GDP增長、中國GDP增長、貿易伙伴對中國的直接投資額、APEC的貿易制度安排、香港和新加坡的轉口貿易等因素都對中國貿易增長有顯著正面影響，而運輸成本則是阻礙中國與貿易伙伴之間貿易增長的主要因素。對于不同類型的產業而言，加入WTO以后中國制造業的國際競爭力有較大程度提升，這主要是由于中國制造業的競爭優勢在不斷提升，但是制造業的比較優勢在加入WTO后提升則不明顯(金碚等，2006)。中國勞動密集型、技術密集型和資本密集型產業的競爭優勢都有所提高，尤其是中國制造業競爭優勢的增強是推動中國產業國際競爭力提升的主要動力(李鋼，劉吉超，2012)。

(2)在區域對外貿易方面，不同地區對外貿易的影響因素也存在差異。魏浩和王宸(2011)發現中國的省域對外貿易中存在顯著的空間自相關與空間集聚效應，即具有明顯的“馬太效應”特征，其中東部省份具有強強集聚的“馬太效應”，中西部省份具有弱弱集聚的“馬太效應”，東部以及中西部之間的差異較為明顯，并且隨著時間的推移這種集聚現象越來越明顯；經濟增長、人力資本、政府干預、交通運輸、利用外資等因素對各省的對外貿易的發展均有顯著的正向影響，而產業結構、技術水平等因素對各省份對外貿易的發展影響方向和程度不確定。從三大區域對外貿易的發展來看，東部地區和西部地區的空間效應比較明顯，中部地區的空間效應不明顯；經濟增長和人力資本是影響區域對外貿易發展的共同因素，除此之外，利用外資、交通運輸條件是影響東部地區對外貿易發展的重要因素，產業結構與技術水平是影響中部地區對外貿易發展的重要因素，政府干預程度、技術水平是影響西部地區對外貿易發展的重要因素。

(3)在貿易結構方面，不同地區與不同因素對進出口貿易的影響也存在顯著的差異。亞洲地區需求結構的變化對我國的貿易結構變化有一定的影響，中國與亞洲其他主要國家具有相似的進口需求結構與出口結構；我國對美國、加拿大為主的北美國家貿易依賴程度過大，其消費水平即經濟形勢的變化直接影響到我國的出口貿易地區結構。FDI對于我國同歐洲、北美洲產生的貿易影響顯著，FDI的增加使得我國出口到歐洲、北美洲的產品比重增加，使得來自該地區的進口產品比重減少(孫靈燕，李榮林，2011)。在出口貿易方面，我國各省市出口貿易受到區域的FDI和GDP水平及勞動力規模的顯著影響；而在進口貿易方面，各省市的進口貿易主要受到FDI和GDP水平及國內投資規模的顯著影響；由此可見，出口貿易和進口貿易都受到其 FDI、GDP的顯著影響，FDI和GDP是一個地區參加國際貿易、進入國際分工的一個基礎條件；而不同的是出口貿易受到其勞動力的影響，但進口貿易受到其國內投資的顯著影響，勞動力在進口貿易當中不顯著(高士亮，熊磊，2008)。

綜上所述可以看出，現有文獻對我國加入WTO后對外貿易發展的研究主要存在兩方面的不足，一方面是在研究對外貿易發展及其影響因素時忽視了對加入WTO這一重要的政策變化的考慮，致使研究結論對現實的指導意義降低；另一方面是當考慮加入WTO的政策變化時通常會忽略模型中存在的內生性問題，導致研究結論的穩健性。

三、模型構建與數據說明

(一)改進的引力模型

引力模型是Tinbergen(1962)從物理學中的模型演化而來應用到國際貿易領域的，目的是測度國際貿易流量，之后Linnemann(1966)、Aitken (1973)、Leamer(1974)等對引力模型做了不斷改進和發展，演變成一個成熟有效的雙邊貿易流量決定模型。

傳統引力模型在雙邊貿易流量分析中具有很強的說服力，但其軟肋在于缺乏足夠的經濟理論基礎，所以本文采用了Anderson和Wincoop(2003)根據不變替代彈性(CES)效用函數推導出的改進引力模型

(1)

其中，mij是i國和j國的貿易量，τij是貿易中的“冰山”型雙邊貿易成本，Yi和Yj是兩國的經濟規模，YW是世界總經濟規模，σ是CES效用函數的替代彈性，Πi和Πj是i國與j國進行雙邊貿易的多邊阻力項，也即i國與除j國以外的其他國家的平均貿易壁壘，其經濟意義是給定i國和j國之間的雙邊貿易成本，如果i國與除j國之外其他貿易國家的貿易成本變化會影響來自j國產品的相對價格，導致從j國進口貿易的變化，形成貿易轉移，所以雙邊貿易量既依賴于雙邊貿易的成本，還依賴于貿易的第三方效應。

本文在改進引力模型的基礎上，對式(1)兩邊同時取對數并加入代表加入WTO的政策虛擬變量，即可得加入WTO的政策效應的計量經濟學模型

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+ lnΠi,t+εi-China,t

(2)

其中，mi-China,t為中國t時刻和i國的貿易額，GDPw和ΠChina轉化為常數α，τi-China,t為t時刻i國與中國的雙邊貿易成本，Πi,t為t時刻i國的多邊阻力項，DWTO代表中國加入WTO的政策效應。由于國際貿易在時間上的連續性，當期的貿易規?？赡軙艿綒v史貿易量的影響，因此，為了提出前期貿易量對當期的作用，需要將因變量滯后產生的影響考慮在內，就可以得出所求方程式的動態形式

lnmi-China,t=α+DWTO+lnGDPi,t+lnGDPChina,t+lnτi-China,t+lnΠi,t+lnmi-China,t-1+εi-China,t

(3)

模型假定樣本經濟體之間相互獨立，中國和其它國家貿易額同各解釋變量之間的關系是線性的，這樣就可以用國家的經濟規模、雙邊貿易成本、多邊阻力項和加入WTO的政策效應來解釋中國貿易量的變化。

(二)數據說明

本文使用1998-2010年的面板數據對改進的引力模型進行參數估計，以測算加入WTO的貿易政策對中國的對外貿易的影響作用。樣本國家是中國主要的22個貿易國家和地區，包括美國、中國香港、日本、韓國、德國、荷蘭、印度、英國、新加坡、意大利、俄羅斯、法國、澳大利亞、巴西、馬來西亞、越南、加拿大、印度尼西亞、泰國、菲律賓、南非和新西蘭。樣本選擇的依據是2013年中國對這22個國家和地區出口規模超過了總出口規模的75%，因此該樣本具有較好的代表性，能相對準確地反映出加入WTO對中國的對外貿易的影響。文中應用到的各項變量的數據來源及其解釋如下。

1.雙邊貿易額

中國1998-2010年與上述貿易伙伴的總貿易額，所需數據是由聯合國的COMTRADE數據庫得到，并以1998年為基期通過GDP平減指數來逐步剔除其中的價格因素，其中GDP平減指數來源于國際貨幣基金組織(IMF)的World Economic Outlook Database數據庫。

2.國家和地區的經濟規模

國家和地區的經濟規模采用市場匯率計的1998-2010年的GDP，并以1998年為基期通過GDP平減指數來逐步剔除其中的價格因素，所用數據取自IMF的World Economic Outlook Database數據庫。

3.雙邊貿易成本

在馬濤、劉仕國(2010)使用的計算公式基礎上，增加了進口因素，能夠有效規避如香港地區GDP小于出口規模導致的計算符號問題

(4)

其中，τij表示兩國之間的雙邊貿易成本，EXij表示從i國出口到j國的出口額，EXi和IMi分別表示i國的出口總額和進口總額，s和σ分別表示可貿易品份額和商品替代彈性。根據該領域相關學者的探討，可貿易品份額s取值0.8，商品的替代彈性σ取值8，可求得1998-2010年中國與上述22個國家或地區間的雙邊貿易成本。

4.多邊阻力項

該項反應了一個獨立經濟體和其貿易伙伴進行相關貿易時所對應的成本趨勢，如果本國與其某一貿易國的成本沒有發生變化，則該項值越大就表示本國與除該貿易國之外的其他國家進行貿易活動所需的成本越高，那么本國與該貿易國進行貿易的相對成本就會越低，因此就越會增加雙方貿易的可能性。由Kancs(2007)研究的成果，本研究改進了馬濤、劉仕國(2010)的多邊阻力項公式，計算了多邊阻力項的相對值。

(5)

其中GDPw表示本文選擇的22個國家的GDP之和。

5.WTO政策效應

參考簡澤等(2014)在研究加入WTO政策效果時的方法，本文定義虛擬變量DWTO表示是否加入WTO，由于我國已在2001年底加入WTO，因此將虛擬變量DWTO在1998-2001年取值為0，在2002-2010年取值為1。對各變量的描述性統計分析如下表1所示。

表1 變量的描述性統計

四、基于內生性修正的入世效果實證評價

(一)參數估計

本文的計量軟件采用stata14，首先對各國進出口和GDP數據取自然對數，以消除模型中存在異方差的可能性。根據理論模型，正常情況下，兩國的貿易與雙方的經濟規模存在相應的正向關系，雙邊貿易成本的提高能阻礙雙邊貿易量，多邊阻力項的提高能促進雙邊貿易增長，代表加入WTO的政策效應虛擬變量具有正向效應，被解釋變量的滯后項具有正向效應。因此，可以預期除雙邊貿易成本的系數符號為負外，其他變量的系數符號都應為正。

表2 改進引力模型的估計結果

注：本表由stata14計算得到；括號內為t統計量，***和**分別表示在1%和5%的顯著性水平下通過t檢驗；模型(3)和(6)的擬合效果由Wald統計量給出。

本文的估計策略首先采用混合效應進行參數估計，使用該結果作為比較的基準模型；然后為了消除模型中不隨時間變化的個體特征差異對參數估計的影響，本文采用固定效應模型以控制地區效應對貿易規模的影響；最后，為了消除模型中由于歷史貿易量對當期貿易影響導致可能存在的自相關性，將被解釋變量的滯后一期作為控制變量加入模型中獲得動態面板模型，并采用系統廣義矩估計(系統GMM)方法進行參數估計。

(二)內生性修正

由于貿易政策和貿易流量之間的相互作用，在對外貿易的實證研究中不可避免的要涉及到內生性問題，這也是導致現有文獻中實證結果有效性降低的一個重要原因。模型中內生性的主要來源包括三個方面：遺漏解釋變量、聯立性偏誤和測量誤差對于本文中可能存在的遺漏變量如FDI、貿易距離等，由于這些因素與文中的GDP、貿易成本等因素存在高度相關性，引入這些變量反而會導致模型中出現多重共線性問題，而且由于本文主要關注入世政策對中國對外貿易的影響，因此對內生性的處理將主要集中在由入世政策方面。由入世政策導致的內生性主要在于聯立偏誤和測量誤差兩個方面。對于聯立偏誤，貿易量既會受到貿易政策的影響，同時，貿易量也會對貿易政策產生影響，因為國家會根據本國的貿易規模、與其他國家貿易的成本等有選擇的制定貿易政策，所以貿易量的變化也能夠影響貿易政策的制定，所以實際上貿易量與貿易政策的雙向因果關系會導致聯立性偏誤。對于測量誤差，在計量模型中貿易政策的變化經常用虛擬變量0或1表示，政策制定前取值為0，政策制定后取值為1，但貿易政策從推出到產生效果，應該循序漸進，而不是從0直接到1的結果，所以會產生測量誤差。

如果貿易政策變量中存在內生性問題，利用傳統的估計方法得到的估計結果將會是有偏且不一致的，必須對貿易政策的內生性問題進行修正，學術界通常利用工具變量法。工具變量的選取要滿足與解釋變量高度相關但是與隨機誤差項不相關，而且為了處理由于0-1變量導致的測量誤差最好能夠選取連續性變量。本文選取中國在世界各國開設的孔子學院數量作為入世政策的工具變量。首先，孔子學院是中國在世界各地設立的推廣漢語和傳播中國文化的機構，開設數量的增加能夠良好地反映出中國對外開放程度和被世界其他國家認可程度的提高，其本質與中國加入WTO是相一致的；其次，開辦孔子學院主要由國家漢語國際推廣領導小組辦公室負責，與進出口貿易之間的相關性較低，使用孔子學院數量作為加入世貿組織的工具變量能夠有效避免貿易政策和貿易流量之間的雙向因果關系；最后，由于孔子學院數量是連續變量而非0-1變量，能夠在較大程度上避免由測量偏誤造成的內生性。

(三)結果解釋

表3報告了面板模型的回歸結果，其中模型(1)-(3)表示未考慮內生性時的估計結果，模型(4)-(6)則表示利用孔子學院作為入世政策的工具變量以修正內生性后的估計結果，，其中孔子學院數據來自教育部歷年《中國教育年鑒》，其描述性統計如表2所示。比較模型(4)-(6)和模型(1)-(3)的結果可以發現，利用孔子學院作為加入WTO的工具變量的估計結果與基準結果基本一致，各變量的系數在大小、方向和顯著性方面基本一致，由此可知以孔子學院作為工具變量能夠較好的代表中國加入WTO后對外開放程度的發展，而且基準模型的估計結果的可信度和解釋力較高。

實證結果表明，以虛擬變量DWTO表示的加入WTO的政策效應的系數都為正，且至少在5%的水平上通過顯著性檢驗。其它解釋變量包括其他國家的經濟總量、中國的經濟總量、雙邊貿易成本和多邊阻力項的符號都符合經濟學含義，并且都至少在5%的水平下通過了顯著性檢驗，即其他國家的經濟總量、中國的經濟總量、雙邊貿易成本和多邊阻力項等其它解釋變量對中國的對外貿易產生的影響效應是顯著的。

根據表3中的估計結果，入世政策DWTO的系數在0.02～0.03之間，并且至少在5%水平下顯著，動態面板的結果與靜態面板所得結果大致相同。這說明在修正引力模型的基礎上，加入WTO對我國的貿易量增長具有顯著的正向影響，其影響力在2.38%～3.07%之間(e0.023 6-1=0.0238，e0.030 2-1=0.030 7)，即加入WTO促進了我國的貿易量每年增長2%～3%。從這一結論中我們可以體會到加入WTO對我國的對外貿易以及經濟的發展產生的深刻影響。

全球化使得各個經濟體不再是獨立存在的，相互之間越來越繁雜的貿易使得各方都在其中收益，相應的本國的貿易經濟也會越來越受到其它經濟體的影響，回歸結果表明其他國家的經濟總量每增加1%，使得中國對外貿易量增加0.07%～0.14%；特別是對于中國這樣的出口導向型國家，受其他國家經濟發展的影響會更敏感，0.07%～0.14%的影響效應足以體現其影響程度。從本國角度考慮，本國的經濟體的大小是最直接影響對外貿易量的，本國經濟體量的大小是對外貿易發展程度的基礎和前提，中國的經濟總量不斷增加，其對對外貿易量的影響也不斷增強，回歸結果表明中國的經濟總量每增加1%，使得中國的對外貿易量增加1.2%左右。1.2%的影響效應表現出中國經濟總量對本國的對外貿易量影響的水平。將解釋變量橫向比較來看，中國的經濟總量的影響力要大于其它國家的經濟總量，約是其它國家的8-17倍，相對于其它國家來講，本國的經濟總量作為發展對外貿易及發展程度的基礎條件，對貿易量的影響也更直接、更敏感。

對于雙邊貿易來講，貿易雙方經濟體都能直接關系到兩國貿易量的情況，除此之外，對外貿易還要受到雙邊貿易成本的影響，貿易成本的上升將導致貿易量的下降。在混合效應、固定效應和系統GMM的估計中，雙邊貿易成本的系數估計值非常接近，分別為-0.782、-0.606和-0.888，并至少在5%的水平上顯著，表明雙邊貿易成本對于兩國的貿易量具有顯著抑制作用，雙邊貿易成本的增加會導致兩國貿易量的減少。根據邏輯性認知，成本的增加會壓縮利潤空間，對于國與國之間的貿易經濟來講，貿易成本的增加會使得貿易雙方都會有所損失，對兩國貿易量都會產生負面影響，本文中-0.7左右的影響效應表示貿易成本的增加對雙邊貿易量的影響是非常大的。通過利用混合效應、固定效應和系統GMM方法對面板數據進行處理發現，改進引力模型具有較好的穩健性和解釋能力。

同時，引力模型中表示多邊阻力項的解釋變量符號為正，在1%的水平上通過顯著性檢驗且符合經濟含義，進一步證明了回歸結果的準確性和可信性。當本國與除貿易伙伴國之間的其他國家進行對外貿易時，由外向阻力和內向阻力構成的多邊阻力項(如文化、距離、關稅等)的提高，會阻礙本國與貿易伙伴國之外的其他國家間的國際貿易，并提高本國與貿易伙伴國之間進行雙邊貿易的可能性以及增加貿易流量。根據上表3中的實證分析結果，在其他條件不變的情況下多邊阻力項每提高1%，會導致中國與特定貿易伙伴國之間的貿易流量提高0.95%～0.98%，多邊阻力項對中國的對外貿易具有顯著的正向促進作用。

為了控制歷史上對外貿易對當期貿易量的影響，在模型中引進了被解釋變量的滯后一期，即利用動態面板數據來捕捉面板數據中可能存在的自相關，消除數據變量之間存在的自相關性。值得注意的是，在動態面板模型中，被解釋變量滯后一期的系數符號雖然為正，但是并未通過顯著性水平檢驗，這表明前期的貿易量對當期貿易的影響可以忽略不計。導致這一現象出現的原因可能是中國的國際貿易結構中，主要以原材料、初級制成品為主，這些產品訂單通常都是短期的，因此導致在模型中不會出現當期值受到前期值影響的現象。

貿易量的增加不僅僅代表簡單的貿易數據和量的增長，其對其他行業的輻射程度也相當廣泛。通過市場的作用，各國經濟貿易的聯系越來越密切，規模日益擴大，包括通過對外貿易、人員交流等活動，使各國經濟逐漸形成相互滲透、相互依賴和相互制約的關系，從而將各國經濟的各個方面聯系起來。中國作為WTO中的貿易大國并且是出口導向型國家，中國的貿易和經濟受組織中其它經濟體的影響也會更大。

五、結論與政策建議

本文把中國加入WTO作為政策虛擬變量引入改進的引力模型，并以孔子學院數量作為入世政策的工具變量，利用聯合國和國際貨幣基金組織1998-2010年中國的22個主要貿易伙伴的數據，對中國加入WTO政策效果給出了具體的評價。本文的主要研究結論如下。

第一，加入世界貿易組織對中國的對外貿易具有顯著的促進作用，其效應大小約為2%～3%。設定貿易政策為虛擬變量引入引力模型，輸出值0或1形成跳躍性變化。利用面板模型和工具變量法對貿易政策變量的跳躍性進行修正，發現加入WTO后中國對外貿易每年提高2%～3%，且結果顯著。從這一結論中我們可以發現加入WTO對我國的對外貿易以及經濟的發展產生的深刻影響，中國同世界各國經濟和貿易的聯系越來越密切，規模日益擴大，逐漸形成相互滲透、相互依賴的關系。中國作為WTO中的貿易大國，今后的經濟發展和貿易增長受其它經濟體的影響也會更大。

第二，改進的引力模型對我國雙邊貿易量具有良好的解釋作用，其他國家GDP、中國GDP、雙邊貿易成本和多邊阻力項等，都至少在5%的水平下通過了顯著性檢驗，且符合經濟學含義。對于雙邊貿易來講，貿易雙方經濟規模能正向影響兩國貿易量的情況，且中國經濟增長的作用是其他國家的8-17倍。雙邊貿易成本的下降和多邊阻力項的增加能夠有效促進雙邊貿易量增長。

本文的研究結果與史朝興和顧海英(2006)的結論較為相似，但是與其不同之處在于本文中測度的入世政策的對外貿易效果較小，而且在修正內生性后依然如此。導致這一現象的原因可能在于，一方面隨著時間的推移，入世政策的紅利效應逐漸降低；另一方面，也可能與最近幾年“逆全球化”潮流的逐漸興起有關。本文的研究結論具有強烈的政策含義，中國加入WTO的貿易政策促進了對外貿易量不斷增長，但現階段我國要實現產業升級，從追求數量到發展優質、智慧集成型產品，進而提高我國產品在國際上的競爭優勢，需要我們在貿易政策制訂時逐步調整，綜合運用貿易政策以實現產業結構轉型與升級。根據本文的實證研究結論，中國需要進一步推動與世界各國之間的經濟互動，促進雙邊經濟增長并降低貿易成本。

第一，繼續堅持對外開放戰略，進一步推進實施外貿供給側結構性改革，推動我國對外貿易轉型升級。首先，2017年初，國家商務部正式印發《對外貿易發展“十三五”規劃》，強調要注重從外貿供給側結構性改革發力，提升發展經濟增長的新動能。其次，創新對外貿易模式，鼓勵跨境電子商務產業發展，重視新型外貿產業聯盟等新模式作用，構建新型“內外貿一體化”體系，培育內外貿結合、經營模式與國際接軌的商品交易市場，支持企業建設境外營銷、支付結算和倉儲物流網絡(閆敏，2017)。最后，優化對外貿易中的企業組織格局，針對我國外貿企業中中小企業比例較高的特點，鼓勵大型互聯網企業和電子商務企業參與其中，提高我國在跨境電子商務和對外貿易中的國際競爭力，鼓勵中小企業與貿易伙伴國當地企業之間展開中分的合作，支持企業利用內部和外部創新資源實現開放式創新發展。

第二，把“一帶一路”戰略作為推進對外開放的重要組成部分，進一步推動實施“一帶一路”戰略，促進我國與沿線國家的經濟增長，降低雙邊貿易成本。首先，基礎設施建設應當作為優先領域重點推進，在鐵路、公路、港口、電力等基礎設施建設方面，充分發揮中國的相對優勢，與沿線國家共同建設國際貿易與經濟增長的基礎設施。其次，“一帶一路”沿線許多國家資源豐富，與中國有著較好的能源資源合作基礎，因此需要進一步加強能源資源合作，提高就地加工轉化率(穆虹，2015)。再次，加強對外直接投資，促進沿線國家的產業轉型升級，進一步鼓勵和引導我國各類企業到沿線國家投資建廠，在當地建立產業集聚區和現代產業體系。

最后，充分利用亞投行在區域金融合作方面的優勢，創新與沿線國家之間的金融合作模式，建立金融多邊合作平臺，為我國和沿線國家的企業擴展投融資渠道，形成多層次、立體化、高效率的金融支持體系。

[1]徐秀軍．治理“赤字”助長分配不均[N]．人民日報，2017-04-14．

[2]張茉楠．當前“逆全球化”趨勢與新一輪全球化走向[J]．宏觀經濟管理，2017(5)：33-37．

[3]史朝興，顧海英．加入 WTO對中國雙邊貿易增長貢獻的實證研究——兼論影響中國雙邊貿易增長的因素[J]．財貿研究，2006(3)：49-52．

[4]金碚，李鋼，陳志．加入WTO以來中國制造業國際競爭力的實證分析[J]．中國工業經濟，2006(10)：5-14．

[5]李鋼，劉吉超．入世十年中國產業國際競爭力的實證分析[J]．財貿經濟，2012(8)：88-96．

[6]魏浩，王宸．中國對外貿易空間集聚效應及其影響因素分析[J]．數量經濟技術經濟研究，2011(11)：66-82．

[7]孫靈燕，李榮林．我國對外貿易地區結構變化影響因素的實證檢驗——基于1995-2007年面板數據的分析[J]．國際經貿探索，2011，27(6)：34-39．

[8]高士亮，熊磊．中國對外貿易的影響因素分析：基于國內的視角[J]．經濟問題探索，2008(10)：91-96．

[9]Tingbergen J．Shaping the World Economy：Suggestion for an International Economic Policy[M]．New York：The Twentieth Century Fund，1962．

[10]Linnemann H．An Econometric Study of International Trade Flows[M]．Netherlands：North-Holland Publishing Company，1966．

[11]Aitken N D．The Effect of EEC and EFTA on European Trade：Atemporal Cross-Section Analysis[J]．American Economic Review，1973,63(5)：881-892．

[12]Leamer E E．The Commodity Composition of International Trade in Manufactures：An Empirical Analysis[J]．Oxford Economic Papers，1974,26(3)：350-374．

[13]Anderson J E,WINCOOP E V.Gravity with Gravitas：A Solution to the Border Puzzle[J]．American Economic Review，2000,93(1)：170-192．

[14]馬濤，劉仕國．產品內分工下中國進口結構與增長的二元邊際——基于引力模型的動態面板數據分析[J]．南開經濟研究，2010(4)：92-109．

[15]簡澤，張濤，伏玉林．進口自由化、競爭與本土企業的全要素生產率——基于中國加入WTO的一個自然實驗[J]．經濟研究，2014(8)：120-132．

[16]穆虹. 推進“一帶一路”建設[N]. 人民日報，2015-12-11．

[17]閆敏. 扎實推進外貿領域供給側結構性改革[N]. 中國證券報，2017-07-01．