“一帶一路”沿線境外經貿合作區的貿易效應及其實現路徑研究

徐 俊，李金葉

（新疆大學經濟與管理學院，新疆烏魯木齊830046）

一、引 言

境外經貿合作區是我國產業合作的成功模式，正日益成為我國企業“走出去”的集聚平臺和我國對外直接投資的重要“名片”。近年來，境外經貿合作區作為共建“一帶一路”的重要平臺，在產業集聚、帶動、輻射、示范等方面發揮著不可替代的作用。事實上，中國企業在1998 年后就開始在海外開展產業園區的探索和建設，2006 年商務部推出了境外經濟貿易合作區建設工程，經過多年的發展，我國境外經貿合作區已在國際經濟合作中扮演愈來愈重要的角色。根據中國商務部統計，目前中國在海外共建的境外經貿合作區累計投資近400億美元，覆蓋了亞洲、非洲、歐洲等多個地區。其中，與“一帶一路”沿線國家共建的境外經貿合作區占全部合作區的70%以上。境外經貿合作區為東道國貢獻了30 多億美元的稅費、提供了30 多萬個就業崗位?？梢?，境外經貿合作區不僅有益于東道國的經濟社會發展，同時也有益于我國與沿線國家分享發展成果和經驗，從而實現互利共贏。

“一帶一路”沿線國家已成為繼歐盟之后全球第二大貿易板塊①資料來源于中國國際經濟交流中心、對外經濟貿易大學、國家開發銀行研究院等多家機構聯合編制的《“一帶一路”貿易投資指數（BRTII）》報告。。截至2018 年底，我國與“一帶一路”沿線國家的貨物貿易量已超過6萬億美元，直接投資已超700 億美元。作為全球第二大經濟體、第一大出口國和第二大進口國，近年來我國與沿線國家的經濟合作備受關注。事實上，境外經貿合作區本質上是一種跨國界園區，是跨越主權邊界的跨國合作，境外經貿合作區的設立有力推動了東道國輕紡、家電、鋼鐵、建材、礦產品、機械等產業發展和升級，加速了發展中國家工業化進程，逐漸成為新時期跨國合作的重要形式之一?；诖?，本文試圖檢驗在“一帶一路”沿線國家設立的境外經貿合作區是否會對中國與沿線國家的雙邊貿易合作產生影響，以及境外經貿合作區是如何影響雙邊貿易合作的。

二、文獻綜述

海外園區的建設并非從中國興起，早在上世紀90 年代，新加坡率先實施了“區域化2000”計劃，試圖通過將本土附加值低的環節轉移出去，從而拓展知識密集型產業發展，這標志著海外園區真正誕生。隨著國際合作的不斷深入，合作區的內涵和實踐不斷豐富。中國是境外經貿合作區的積極倡導者和實踐者，近年來在境外經貿合作區方面取得顯著成就，尤其是2013 年習近平總書記提出“一帶一路”倡議以來，境外經貿合作區這種創新合作模式更加備受關注。

國內外學者圍繞境外經貿合作區的研究日益豐富，大多學者均是從三個理論方面展開研究。（1）關于境外經貿合作區的發展、建設研究。Martin Perry等提出“新加坡是合作園區建設的積極實踐者”[1]。張忠祥、Brautigam 和Xiao yang 等認為中非經貿合作區成為中非合作新的增長點，在經濟發展、居民收入和就業等方面發揮積極作用。①參見張忠祥《中非經貿合作區：中非經貿關系新的增長點》，《西亞非洲》，2011年第2期，第59頁；Br?utigam Deborah,Xiaoyang Tang.African Shenzhen:China's special economic zones in Africa.The Journal of Modern African Studies,2011,Vol.49,Iss.1,pp.27-54.劉英奎等分析了中國境外合作產業園的建設情況、發展特點及存在問題。②參見劉英奎、敦志剛《中國境外經貿合作區的發展特點、問題與對策》，《區域經濟評論》，2017年第3期，第96頁；沈正平、簡曉彬、趙潔《“一帶一路”沿線中國境外合作產業園區建設模式研究》，《國際城市規劃》，2018年第2期，第33頁。原幗力等分別以新疆境外園區、泰達蘇伊士經貿合作區為研究對象，發現境外合作區可以帶動基礎設施建設、招商引資等。③參見原幗力、麥迪娜·依布拉音《絲綢之路經濟帶核心區視域下新疆推進境外園區建設的思路》，《新疆師范大學學報》（哲學社會科學版），2018年第4期，第85頁；楊劍、祁欣、褚曉《中國境外經貿合作區發展現狀、問題與建議——以中埃泰達蘇伊士經貿合作區為例》，《國際經濟合作》，2019年第1期，第118頁。（2）關于境外經貿合作區的功能和定位研究。Litwack等發現境外經貿合作區的設立顯著吸引了外商投資，形成了資本集聚且產生溢出效應，從而明顯促進當地經濟發展。④See Jon M.Litwack,Yingyi Qian.Balanced or Unbalanced Development:Special Economic Zones as Catalysts for Transition. Working Papers, 1998, Vol.26,Iss.1,pp.117-141；Deborah Br?utigam. Going Global in Groups: Structural Transformation and China's Special Economic Zones Overseas.World Development,2014,p.63.李春頂研究認為“合作區建設是中小型企業抱團出海、抵御國際經營風險的重要平臺，是我國實施‘走出去’戰略的一項重要舉措”[2]。余官勝等認為“在建有我國境外經貿合作區的國家，東道國風險不影響企業對外直接投資的進入速度，即境外經貿合作區具有風險規避功能”[3]。（3）關于“一帶一路”沿線的境外經貿合作區研究。劉佳提出“我國應該加快建設境外經貿合作區，快速融入‘一帶一路’”[4]。葉爾肯·吾扎提等認為“我國‘一帶一路’海外園區建設有政府高層推動建設型、園區開發公司為主導力量建設型和民營企業建設型三種模式”[5]。董千里認為“境外園區是國內產業轉移和境外延伸的產業集群載體，在‘一帶一路’中承擔著國際產能合作的新使命”[6]。在實證研究層面，李嘉楠等運用傾向得分匹配的方法，驗證了境外經貿合作區的建立能夠顯著提高中國與東道國的直接投資，且這種投資作用要大于雙邊投資協定和自由貿易區協定。⑤參見李嘉楠、龍小寧、張相偉《中國經貿合作新方式——境外經貿合作區》，《中國經濟問題》，2016年第6期，第64頁。孟廣文等利用EG指數測算發現尼日利亞奧貢廣東自貿區的產業集聚度較高，符合鼓勵先鋒行業發展的要求。⑥參見孟廣文、王春智、杜明明《尼日利亞奧貢廣東自貿區發展歷程與產業聚集研究》，《地理科學》，2018年第5期，第727頁。

事實上，開展國際產能合作最主要的目的是拉動雙邊投資和帶動貿易往來。對于境外經貿合作區的投資效應已有學者研究并取得積極成果，但境外經貿合作區的貿易效應鮮有提及，本文試圖彌補這方面的不足。在“一帶一路”沿線成為全球第二大貿易板塊和我國開啟新一輪高水平對外開放的雙重背景下，將境外經貿合作區打造成國際合作的樣板至關重要。基于此，本文選取“一帶一路”沿線71個國家為研究樣本，以2003—2017年為研究期間，運用動態面板數據模型和中介效應模型實證分析境外經貿合作區對雙邊貿易合作的影響及其實現路徑，以期為我國建設境外經貿合作區，推動高質量建設“一帶一路”提供借鑒和參考。

三、模型構建、變量選取與數據說明

（一）研究模型設定及說明

選取科學合理的估計方法是回歸結果可信的重要保證，考慮到本文研究的問題可能存在內生性，分別運用差分GMM和系統GMM兩種方法進行估計。同時本文借鑒現有文獻常用的投資引力模型基礎上，納入核心變量，最終設定的動態面板數據模型為:

上式（1）—（4）中，t代表年份，i代表中國，j代表“一帶一路”沿線國家，lntradeij，t表示t 年我國和沿線國家間的雙邊貿易額，lntradeij，t-1表示我國與沿線國家雙邊貿易額的滯后項，即兩國當年貿易量受過去一年貿易合作的影響，用于檢驗貿易往來存在“貿易慣性”。parki，t表示t年我國在沿線國家設立的境外合作園區的數量，Xi，t表示其他可能影響我國與沿線國家雙邊貿易合作的控制變量，εi,t為隨機擾動項。

（二）變量選取及數據說明

本文主要研究“一帶一路”沿線境外經貿合作區對我國與沿線國家雙邊貿易往來的影響及其實現路徑。根據以上構建的動態面板數據模型，被解釋變量為中國與沿線國家的雙邊貿易額，核心解釋變量為在沿線國家設立的境外經貿合作區的數量和我國對沿線國家的對外直接投資額。同時，從制度、經濟、文化等多方面選取控制變量，各變量的含義及數據來源見如表1所示。Hefeker的方法①See Matthias Busse,Carsten Hefeker.Political risk,institutions and foreign direct investment.European Journal of Political Economy,2006,Vol.46,Iss.1,pp.22-34.用ln[fdi+(fdi2+1)1/2]進行替代，這樣保證了估計結果的有效性。

表1 各變量含義及數據來源

3.控制變量

本文從政治、經濟、文化等多方面進行選取，主要有我國（lngdpit）和“一帶一路”沿線國家（lngdpjt）經濟規模，運用歷年各國國內生產總值替代，數據來源于世界銀行WGI 數據庫；兩國間地理距離（lndisij）運用兩國首都間距離作為其代理量，數據來源于法國國際經濟研究中心（CEPII數據庫）；東道國自然稟賦（Natj，t）運用各國燃料、礦石和金屬出口占商品出口總額的比重表示，數據來源于世界銀行WGI 數據庫；東道國經濟自由度（Hjt）涵蓋貿易、金融、財政、腐敗、產權保護等10個自由度

1.被解釋變量

本文選取中國與沿線國家雙邊貿易額（lntradeij，t）作為被解釋變量，運用歷年我國與沿線國家間的進出口總額表示，數據來源于聯合國商品貿易數據庫（UN Comtrade Database）。

2.核心解釋變量

本文選取我國在“一帶一路”沿線國家設立的境外經貿合作區數量（parkj，t）作為核心解釋變量之一，運用境外經貿合作區存量，數據來源于中國國際貿易促進委員會境外產業園區信息服務平臺。選取對外直接投資額（lnfdij，t）作為另一個核心解釋變量，考慮到數據的穩健性，運用我國與沿線國家對外直接投資存量。本文借鑒Bussse 和指標①由美國傳統基金會發布的經濟自由度指數，涵蓋貿易、貨幣、金融、投資、財政、商業、政府支出、腐敗、產權保護、勞工等10個自由度指標。，本文使用總指數衡量各國制度質量，取值范圍為（0,100），該指數值越大，表示制度質量越高，數據來源于美國傳統基金會（the Heritage Foundation）。

此外，兩國間文化距離（Cdisij，t）本文借鑒綦建紅等構建的文化距離公式：

進行計算②參見綦建紅、李麗、楊麗《中國OFDI的區位選擇:基于文化距離的門檻效應與檢驗》，《國際貿易問題》，2012年第12期，第137頁。。其中Iij、Iich分別表示沿線國家和我國在第i個文化維度的數值，Vi表示所有樣本國家第k個文化維度數值的方差，數據來源于Hofstede官網，包含權力距離、集體主義（或個人主義）、男性主義（或女性主義）、不確定性規避四個文化維度。Tj表示沿線國家與中國建交的年數，1/Tj表示中國與沿線國家隨著建交時間越長，雙邊文化距離越小。 cdisj值越大，表明兩國間文化差異越大，反之亦然。在虛擬變量方面：選取兩國是否存在共同邊界（Borij）和是否使用同種語言（Langij）。若“是”，記為“1”，否則記為“0”，數據均來自于法國國際經濟研究中心（CEPII數據庫）。

考慮到數據的平穩性及估計結果的可靠性，本文對上述雙邊貿易額、對外直接投資額、各國國內生產總值、兩國間地理距離四個變量進行對數化處理。各變量的統計性描述如下表2所示。

表2 各變量的統計性描述

4.樣本選取及說明

考慮到我國商務部從2003 年開始公布《中國對外直接投資公報》，因此本文選取2003—2017年作為研究期間?？紤]到數據的可得性和研究的可行性，本文最終選取數據全面，且真實可靠的“一帶一路”沿線71 個國家作為研究對象③據中國一帶一路網顯示，截至2019年4月30日，中國與131個國家簽署了共建“一帶一路”合作文件，考慮到數據的可得性，本文最終選取71個國家為研究樣本，依次為：安哥拉、阿拉伯聯合酋長國、澳大利亞、阿塞拜疆、比利時、孟加拉國、白俄羅斯、巴西、加拿大、智利、哥倫比亞、捷克共和國、德國、丹麥、阿拉伯埃及共和國、西班牙、埃塞俄比亞、芬蘭、斐濟、法國、格魯吉亞、加納、希臘、匈牙利、印度尼西亞、印度、伊朗、以色列、意大利、約旦、哈薩克斯坦、肯尼亞、吉爾吉斯斯坦、柬埔寨、韓國、科威特、老撾、斯里蘭卡、盧森堡、墨西哥、馬耳他、緬甸、蒙古國、莫桑比克、馬來西亞、納米比亞、尼日利亞、荷蘭、挪威、尼泊爾、新西蘭、阿曼、巴基斯坦、巴拿馬、菲律賓、波蘭、卡塔爾、羅馬尼亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、泰國、塔吉克斯坦、土耳其、坦桑尼亞、烏干達、烏克蘭、越南、也門、南非、贊比亞。，以此研究境外經貿合作區的設立對中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易合作的影響及其實現路徑。

四、境外經貿合作區的貿易效應分析

（一）基準模型檢驗結果分析

首先，基于總體樣本僅納入控制變量及滯后項進行基準模型估計，分別使用差分GMM和系統GMM進行參數估計，發現各變量影響系數變化不明顯，為了避免模型內生性問題，且設定模型中存在虛擬變量，最終選用系統GMM 的估計結果，以下分析以此為準，具體估計結果如下表3中所示。估計結果表明：中國國內生產總值、東道國國內生產總值、東道國自然稟賦和東道國制度質量均顯著促進雙邊貿易合作，且分別通過1%和5%的顯著性水平檢驗。而兩國間地理距離、文化距離均顯著抑制雙邊貿易往來，說明運輸成本和溝通成本依然是影響雙邊貿易合作的重要因素。兩國存在共同邊界有益于雙邊貿易往來，通過1%顯著性水平檢驗。而語言差異不利于雙邊貿易合作。整體來看，本文選取的控制變量顯著影響雙邊貿易往來且均通過顯著性水平檢驗，同時AR（2）的值均大于0.1，因此表明本文選取的控制變量是合理的，基準模型設定是無誤的，可檢驗境外經貿合作區的貿易效應。

表3 境外經貿合作區貿易效應的系統GMM估計結果

（二）加入核心解釋變量的模型檢驗結果分析

首先，在基準模型（1）的基礎上加入第一個核心解釋變量東道國境外經貿合作區數量（parkj，t），估計結果如表3 中模型（2）所示，結果顯示各控制變量的系數變化波動較小，同時境外經貿合作區的影響系數顯著為正，且通過1%顯著性水平檢驗，這表明境外經貿合作區的設立會顯著促進雙邊貿易合作，即境外經貿合作區可發揮“貿易效應”。

其次，將本文選取的另一個核心解釋變量對外直接投資（lnfdiij，t）單獨納入基準模型（1），得到回歸結果如表3 中模型（3）所示，估計結果顯示對外直接投資估計系數顯著為正，且通過1%顯著性水平檢驗，這表明對外直接投資會顯著促進雙邊貿易往來，即對外直接投資也存在明顯的“貿易效應”。因此，由以上分析可知，境外經濟合作區和對外直接投資均可促進我國與沿線國家間的貿易往來，即均存在直接“貿易效應”。

以上分別單獨驗證了無論是對外直接投資還是境外經貿合作區均顯著促進雙邊貿易合作，但二者之間是相互影響的，有可能存在“疊加效應”？亦或存在“擠出效應”？為了厘清二者關系，將兩個核心解釋變量同時納入基準模型（1），得到估計結果如表3 中模型（4）所示，估計結果顯示對外直接投資和境外經貿合作區系數均顯著為正，且均通過1%顯著性水平檢驗。不難發現，境外經貿合作區的影響系數由0.223增加至0.250，說明境外經貿合作區影響作用有所增大；相反，對外直接投資的影響系數略有下降。除此之外，二者交互項（parkj,t*lnfdii,t）的估計系數顯著為正，且通過了1%顯著性水平檢驗，這表明我國在“一帶一路”沿線國家設立境外經貿合作區和對外直接投資間存在一定“替代關系”，即設立境外經貿合作區在某種程度上可替代中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊投資合作。

五、境外經貿合作區貿易效應的實現路徑分析

境外經貿合作區是“一帶一路”倡議的重要承接點，逐漸成為中國企業對外投資合作的新平臺，有利于東道國的產業集聚，從而為兩國經貿往來和經濟合作提供新機遇。境外經貿合作區的設立可以吸引眾多的企業入駐產業園，從而帶動當地產業的發展，同時也為當地創造就業崗位和提升收入作出重要貢獻。關于境外經貿合作區如何影響對外直接投資，進而促進兩國經貿合作的研究相對較少。鑒于此，本文進一步分析境外經貿合作區貿易效應的實現路徑。

事實上，在“一帶一路”沿線國家設立境外經貿合作區，一方面是為中國企業“走出去”提供一個良好的投資平臺；另一方面充分利用當地的自然資源優勢和勞動力優勢，吸引大量企業入駐從而帶動大量投資，充分發揮合作區的“資本集聚”功能。隨著企業的大量投資建廠、生產運營，最終必然會促進貿易往來。因此，本文認為境外經貿合作區通過兩個路徑影響雙邊貿易合作（如下圖1所示）。一方面，境外經貿合作區的設立可以直接促進雙邊貿易往來；另一方面，境外經貿合作區的設立促進了我國企業對外直接投資，通過投資進而促進雙邊貿易合作。

圖1 境外經貿合作區貿易效應的實現路徑

在以上理論分析的基礎上，本文參考Baron和Kenny 的Sobel 中介因子檢驗方法，構建中介效應模型以驗證境外經貿合作區貿易效應的實現路徑。具體的Path(1)、Path(2)、Path(3)如下：

其中，Path(1)為境外經貿合作區與雙邊貿易的回歸模型，與前文一致。Path(2)為境外經貿合作區與外商直接投資的回歸模型。Path(3)為境外經貿合作區、對外直接投資和雙邊貿易的回歸模型。各變量含義及來源與前文保持一致，具體在此不再贅述。

根據Baron和Kenny的研究方法，驗證境外經貿合作區的設立與雙邊貿易之間的關系是否存在中介效應依次分三步進行。首先，通過Path（1）基本回歸模型檢驗境外經貿合作區對雙邊貿易往來的影響，觀察估計系數γ1；其次，通過Path（2）檢驗境外經貿合作區對對外直接投資的影響，觀察估計系數γ2；最后，同時檢測境外經貿合作區和對外直接投資對兩國雙邊貿易合作的影響，觀察Path（3）中的的估計系數γ3和φ1。此時，可根據得到的估計系數判定二者是存在完全中介效應還是部分中介效應。具體判定標準，若Path（1）的回歸系數γ1、Path（2）的回歸系數γ2及Path（3）的估計系數φ1均顯著，而估計系數γ3不顯著，同時Sobel Z 值通過顯著性檢驗，則判定對外直接投資具有完全中介效應；若Path（1）的估計系數γ1、Path（2）的估計系數γ2及Path（3）的估計系數γ3和φ1均顯著，但是Path（3）的估計系數γ3顯著小于Path（1）的估計系數，同時Sobel Z 值通過顯著性檢驗，則最終可判定對外直接投資具有部分中介效應。

對外直接投資對境外經貿合作區貿易效應的中介效應檢驗結果如下表4所示。在Path（1）中境外經貿合作區的影響系數為0.058，且通過1%顯著性水平檢驗。在Path(2)中境外經貿合作區對中介因子對外直接投資的估計系數為0.506，且通過1%顯著性水平檢驗，說明二者存在顯著的正相關關系，這表明境外經貿合作區的設立能夠吸引大量外商直接投資，發揮資本集聚功能。同時也印證了境外經貿合作區為企業投資提供了新平臺，得到了“走出去”企業的認可。在Path（3）中，當把中介因子對外直接投資納入模型中時，境外經貿合作區的影響系數下降為0.047，顯著性水平也有所降低，通過5%顯著性水平檢驗。同時，最終得到的Sobel Z 檢驗的值為2.589，也通過1%顯著性水平檢驗。由此判定，對外直接投資在境外經貿合作區的貿易效應中存在部分中介效應。

表4 對外直接投資的中介效應檢驗結果

六、結論與啟示

本文最終選取“一帶一路”沿線71個國家為研究樣本，2003—2017年為研究期間，運用動態面板數據模型和中介效應模型分別分析境外經貿合作區對中國與“一帶一路”沿線國家雙邊經貿合作的影響及其實現路徑。研究主要得出以下幾點結論：

第一，總體來看，在“一帶一路”沿線國家設立境外經貿合作區可以顯著促進中國與沿線國家間貿易往來，即境外經貿合作區存在明顯的“貿易效應”。中國經濟規模、東道國經濟規模、自然稟賦及制度質量均有益于雙邊貿易合作；中國的貿易合作仍然存在“臨界效應”，而語言一直是阻礙雙邊貿易往來的重要因素之一；兩國間地理距離和文化差異均不利于兩國間經貿往來。

第二，境外經貿合作區對對外直接投資的貿易效應存在一定“替代關系”。設立境外經貿合作區在某種程度上對對外直接投資形成了有益補充，境外經貿合作區為“走出去”企業提供了新平臺，充分發揮資本集聚功能，成為“一帶一路”的重要承接點。

第三，境外經貿合作區可通過兩個路徑發揮“貿易效應”。一方面，境外經貿合作區可直接影響中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易往來，即發揮直接“貿易效應”；另一方面，境外經貿合作區首先影響對外直接投資，進而通過中介因子對外直接投資影響雙邊貿易合作，即發揮間接“貿易效應”。且進一步證明，對外直接投資在境外經貿合作區的間接“貿易效應”中存在部分中介效應。

基于以上研究結論，本文得出以下啟示：

充分發揮“平臺效應”。在秉持共商、共建、共享的原則下，結合“一帶一路”沿線國家比較優勢，設立境外經貿合作區，形成企業抱團“走出去”的實現載體，共享優質產能和成熟經驗。

豐富國際產能合作方式。境外經貿合作區作為對外投資合作的新模式，豐富了國際產能合作的方式，分享了發展經驗，深化了互利共贏，境外經貿合作區既是我國對外開放的重要窗口，更是開展國際合作的“中國方案”。

助推高質量建設“一帶一路”。對外經貿合作區日益成為共建“一帶一路”的生動實踐，受到沿線越來越多國家的積極響應，將境外經貿合作區打造成“一帶一路”經貿合作的典范，助推高質量建設“一帶一路”。