基礎設施對中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易成本的影響研究

胡再勇

(外交學院 國際經濟學院， 北京 100037)

一、引言

自2013年習近平主席提出“一帶一路”倡議以來，中國成立了推進“一帶一路”建設工作領導小組，確立了“一帶一路”的共商、共建和共享原則以及“五通”建設目標，明確了“六廊六路多國多港”的互聯互通架構和合作格局，并成立亞洲基礎設施投資銀行和絲路基金為“一帶一路”沿線的基礎設施建設等提供資金支持。在中國政府的頂層設計下，“一帶一路”倡議迅速推進，得到沿線國家的大力支持，第一屆“一帶一路”國際合作高峰論壇簽署涵蓋“五通”5大類共270多項具體成果(1)新華網，“一帶一路”國際合作高峰論壇成果清單(全文)，2017年5月16日，http://www.xinhuanet.com/world/2017-05/16/c_1120976848.htm.，第二屆“一帶一路”國際合作高峰論壇簽署涵蓋“五通”和地區政府及企業合作6大類共283項具體成果(2)新華網，第二屆“一帶一路”國際合作高峰論壇成果清單(全文)，2019年4月28日，http://www.xinhuanet.com/world/2019-04/28/c_1124425293.htm.。截至2020年1月底，中國已經同138個國家和30個國際組織簽署200份共建“一帶一路”合作文件(3)中國一帶一路網，已同中國簽訂共建“一帶一路”合作文件的國家一覽， https://www.yidaiyilu.gov.cn/xwzx/roll/77298.htm.。在“五通”建設目標中，設施聯通是“一帶一路”的優先建設領域，貿易暢通是“一帶一路”最核心的內容之一。在設施聯通建設方面，中國聚焦“六廊六路多國多港”主骨架，推動一批標志性項目取得了實質性進展。在貿易暢通方面，中國與沿線國家貿易額占中國外貿總額的比重逐年提升，由2013年的25%提升到2019年的29.4%(4)數據來自海關統計數據庫。。考慮到設施聯通有助于降低貿易成本，促進貿易的發展，因此，有必要評估中國與“一帶一路”沿線國家基礎設施互聯互通的貿易成本效應，從而為進一步推進“一帶一路”基礎設施互聯互通和貿易暢通提供經驗數據支持。同時，本文研究結論也有利于正面宣傳“一帶一路”倡議，進一步凝集各國共識和共同推進“一帶一路”建設。

二、文獻綜述

Obstfeld等指出貿易成本有潛力解釋國際宏觀經濟學的六大謎題(5)開放經濟國際宏觀經濟學的六大謎題分別是Feldstein-Horioka的儲蓄-投資之謎(The Feldstein-Horioka saving-investment puzzle)、J.McCallum的貿易品的家鄉偏好之謎(J.McCallum’s home bias in trade puzzle)、French-Poterba的股票本國偏好之謎(The French-Poterba equity home bias puzzle)、Backus-Kehoe-Kydland的消費相關之謎(The Backus-Kehoe-Kydland consumption correlations puzzle)、Rogoff的購買力平價之謎(Purchasing power parity puzzle)、Obstfeld-Rogoff的匯率脫節之謎(exchange rate disconnect puzzle)。Meese & Rogoff(1983)的匯率預測之謎(exchange rate forecasting puzzle)和Baxter & Stockman(1989)的匯率制度中性之謎(neutrality of exchange rate regime puzzle)顯示在匯率脫節之謎中。，從而給貿易成本注入了新的動力[1]。狹義貿易成本指的就是運輸成本，廣義貿易成本指的是運輸成本、關稅、非關稅壁壘以及其他阻礙貿易的廣泛因素[1]。這些其他阻礙貿易的廣泛因素包括信息成本、合約執行成本、使用不同貨幣的成本、本國的分銷成本等[2]。貿易成本具有重大的福利含義，目前與政策相關的成本往往超過國家收入的10%[3]。

對于貿易成本的度量，傳統上有兩種度量方法：一種是直接法，即使用公開可得的運價(指數)、關稅以及等價非關稅壁壘等變量和指標來直接度量貿易成本。如Anderson等使用貿易限制指數(配額變化的加權指數)和標準貿易加權平均關稅度量了在多種纖維協定(MFA)下美國對7個主要紡織品和服裝出口國的貿易限制政策[4]；UNCTAD使用航運公司的報價來度量貿易成本(6)UNCTAD，Review of Maritime Transport 2019，Geneva，2019.。Limao等使用航運公司從巴爾的摩到指定目的地的標準集裝箱運輸成本報價以及國際貨幣基金組織報告的每個國家的到岸價格/離岸價格比率分析地理和基礎設施對貿易成本的影響[5]。另外一種方法是間接法，主要是用基本的或者擴展的貿易引力方程、一般均衡模型等來間接度量貿易成本(7)周靜、孫瑾等對貿易成本的度量方法進行了詳細文獻述評[6-7]。。如McCallum、Anderson等在分析貿易邊界效應時，使用貿易引力方程度量貿易成本，發現一國各地區之間的貿易量遠遠超過跨國貿易量(8)[8-9]如McCallum發現加拿大各省之間的貿易量是加拿大與美國之間貿易量的22倍[8]。Rose運用引力方程分析貿易的貨幣成本，發現同種貨幣間的貿易量是跨貨幣貿易量的3倍[10]。Swisher在分析運輸網絡的內生性對增長的貢獻時也使用貿易引力方程度量貿易成本[11]。

傳統的貿易引力方程在度量貿易成本時存在一些不足，難以分析去除某些貿易壁壘的效應[9]，存在遺漏變量偏差[12]。一些學者考慮對這些模型進行修正和擴展，Anderson等在一般均衡模型的基礎上發展了具備微觀理論基礎并納入多邊阻力項的引力模型[9]。Chen等進一步發展了產業層面的時變多邊阻力引力模型來度量貿易壁壘(運輸成本和技術性貿易壁壘)[13]。時變的多邊貿易阻力引力模型與Anderson等[9]的貿易引力方程、Eaton等[14]的李嘉圖模型以及異質性企業模型[15]保持了理論基礎上的一致性。但多邊貿易阻力引力模型采用價格指數代表多邊阻力項，不太準確，且仍然難以進行比較靜態分析[12]。為此，在多邊貿易阻力引力模型的基礎上，Novy納入了冰山型貿易成本，構建了多國交易的一般均衡模型[12]。Novy[16]基于Anderson等[9]的多邊貿易阻力模型，發展了新的具有微觀基礎的貿易成本測算模型，可以測算時變雙邊貿易成本，而不需要納入成本方程，成為比較流行的貿易成本度量模型。除了這些模型方法外，Leamer使用預測貿易強度比率與實際貿易強度比率的差作為貿易成本的測度[17]。Hummels使用多部門壟斷競爭模型度量完整的貿易成本，包括明確計量的成本(關稅和運費)、代理成本以及隱含的不可測量的成本3個組成部分[18]。

無論是直接指標法，還是間接模型法，兩種度量方法各有其優缺點。直接指標法的優點是有現成的統計指標數據可以直接使用，缺點是相關數據非常稀少且不準確[2]，且現有統計指標大多都是度量的局部貿易成本，而不是廣義的貿易成本。間接模型法的優點是可以度量全局的貿易成本，但理論模型是對現實的簡化，導致模型包含的變量可能缺乏理論基礎，存在遺漏變量偏差等問題[9]，且在實證研究過程中，模型參數的設定可能隨樣本國家、研究者的變化而不同，導致不同研究者使用相同的樣本得到的結論可能大相徑庭。

國內學者在借鑒國外研究的基礎上，對中國與主要貿易伙伴間的雙邊貿易成本進行了測算，如錢學鋒等[19]、方虹等[20]、許德友等[21]、張毓卿等[22]、王領等[23]、郭超然[24]等。隨著“一帶一路”倡議的提出，關于中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易成本測算的文獻也開始逐漸增加，但還處于起步階段，如孫瑾等[7]、劉洪鐸等[25]、馮宗憲等[26]、張靜等[27]、陳燁丹等[28]。關于中國與貿易伙伴貿易成本研究的主要結論是隨著國際貿易的快速發展，我國與貿易伙伴間的貿易成本總體上逐年下降，我國與發達經濟體之間的貿易成本總體上低于與發展中經濟體的貿易成本，且制造業間的貿易成本低于其余行業，貿易成本的主要影響因素包括距離、對外貿易依存度、兩國貿易開放度、兩國GDP之差、有效匯率、文化因素、是否有共同邊界、是否簽署自由貿易協定等。

現有文獻在貿易成本測度方法上的研究進展為本文的研究提供了理論基礎，關于貿易成本影響因素的結論也提供了深刻的洞見，但現有文獻在“一帶一路”沿線國家上的研究依然有不足之處，主要體現在：(1)現有文獻在分析“一帶一路”時，大多主觀選擇樣本國家測算中國與“一帶一路” 沿線部分類型國家之間的貿易成本，而本文則從客觀的數據可得性的角度選擇樣本國家，以測算中國與“一帶一路”沿線盡可能多的國家間的貿易成本；(2)現有文獻大多從宏觀角度分析中國與“一帶一路”沿線國家之間貿易成本的影響因素，而較少從微觀角度進行分析，本文在控制宏觀影響因素的基礎上，分析海運基礎設施、陸運基礎設施和空運基礎設施對貿易成本的影響；(3)考慮到不同類型基礎設施的交互作用可能在降低貿易成本中扮演重要角色[29-31]，本文還計劃進一步分析不同類型基礎設施的交互作用對貿易成本的影響。

三、中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易成本的測算

(一)測算模型

本文計劃基于Novy新的具有微觀基礎的貿易成本度量模型測算中國與“一帶一路”沿線國家的時變雙邊貿易成本[16]。Novy模型[16]可以由Anderson等的具有微觀基礎的多邊貿易阻力引力方程[9]簡單推導出來。Anderson等[9]的模型為：

(1)

其中：Tij(Tji)表示國家i(j)對國家j(i)的出口；GDPi表示i國的國民收入，GDPj表示j國的國民收入，GDPw表示世界的國民收入，等于各國國民收入的總和；Cij(Cji)表示國家i和國家j間的總貿易成本(1加上等價關稅)；Pi和Pj分別表示i國和j國的價格指數，表示多邊阻力(multilateral resistance)變量；σ是替代彈性，大于1。多邊貿易阻力模型也可以適用于國內貿易[16]，則式(1)可以變為：

(2)

從式(1)和式(2)中消除Pi和Pj，并進行變形，可以得到：

(3)

由于國家i和j之間的雙邊貿易成本是對稱的，對式(3)變形后取平方根并減去1可以得到等價關稅的雙邊貿易成本表示式，即：

(4)

式(4)就是Novy的時變的雙邊貿易成本度量方程[16]。該式的含義是如果國內的貿易量(TiiTjj)相對國家間的貿易量(TijTji)增加，則意味著雙邊貿易成本上升。式(4)涉及到國內貿易變量，在國際貿易市場結清條件下，Anderson等認為Tii=GDPi-Ei，即一國的國內貿易等于國民收入減去該國的出口[9]。Novy認為GDP數據中包含了服務等非貿易品，不適用于計算貿易成本，可以進行調整，即設定Tii=p(GDPi-Ei)，其中p為可貿易品份額。貿易成本與可貿易品份額p正相關，而與替代彈性σ負相關[16]。

(二)數據來源及參數設定

根據中國一帶一路網，“一帶一路”涉及國家共73個(9)這73個國家包括中國、韓國、蒙古、新西蘭、巴拿馬、東南亞11國(印度尼西亞、緬甸、菲律賓、文萊、東帝汶、越南、柬埔寨、老撾、馬來西亞、泰國、新加坡)、南亞7國(印度、巴基斯坦、不丹、尼泊爾、孟加拉國、馬爾代夫、斯里蘭卡)、獨聯體5國(俄羅斯、白俄羅斯、亞美尼亞、阿塞拜疆、摩爾多瓦)、中亞5國(土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、烏茲別克斯坦、吉爾吉斯斯坦、哈薩克斯坦)、西亞16國(巴勒斯坦、阿曼、也門、約旦、黎巴嫩、巴林、敘利亞、阿聯酋、以色列、伊朗、卡塔爾、伊拉克、科威特、沙特阿拉伯、土耳其、阿富汗)、非洲5國(馬達加斯加、摩洛哥、埃塞俄比亞、埃及、南非)、中東歐19國(烏克蘭、格魯吉亞、奧地利、黑山、克羅地亞、立陶宛、波黑、拉脫維亞、阿爾巴尼亞、愛沙尼亞、斯洛文尼亞、匈牙利、波蘭、捷克、北馬其頓、保加利亞、羅馬尼亞、塞爾維亞、斯洛伐克)。。本文盡量選取更多的國家和更長的時間跨度，其中22個國家由于戰亂、社會動蕩等原因，很多年份的數據缺失(10)這22個國家分別是孟加拉國、緬甸、東帝汶、老撾、不丹、尼泊爾、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、黑山、巴勒斯坦、巴拿馬、斯里蘭卡、馬爾代夫、敘利亞、塞爾維亞、伊朗、伊拉克、阿富汗、科威特、蒙古、也門。，另外，新加坡的商品出口額大于GDP，利用Tii=GDPi-Ei計算國內貿易會得到負數，為保持研究數據的一致性，本研究也不包括新加坡。因此，本文最終以其余50個國家作為研究樣本，時間區間為2003年至2018年。

GDP數據來自世界銀行世界發展指標數據庫(World Development Indicators Database)，雙邊貿易和各國出口數據來自聯合國貿易數據庫，所有數據均采用2010年為基年的GDP平減指數進行轉換，得到各國的實際GDP、出口以及雙邊貿易數據。在測算過程中，還有替代彈性σ和可貿易品份額p這兩個參數需要確定。有研究發現替代彈性σ的值介于5～11[2]，可貿易品份額介于0.3～0.8[32]。為簡化分析，本文借鑒Novy[16]、孫瑾等[7]、王領等[23]的做法，替代彈性σ和可貿易品份額p均取中間值，即替代彈性σ取8，而可貿易品份額p取0.5。

(三)貿易成本測算結果

圖1給出了中國與“一帶一路”沿線國家在2003—2018年總體平均時變雙邊貿易成本。可以看出，中國與“一帶一路”沿線國家的平均貿易成本整體呈下降趨勢，2003年，中國與“一帶一路”沿線國家的平均雙邊貿易成本為1.441 4，2018年為1.159 0，16年下降了19.594 8%，說明這16年間中國與“一帶一路”沿線國家間的雙邊貿易成本大幅下降。

圖1 2003—2018年中國與“一帶一路”沿線國家的總體平均雙邊貿易成本

從貿易成本下降特征來看，2003—2008年下降趨勢明顯，除2006年稍有反彈外，2008年平均貿易成本較2003年下降了15.932 9%，主要原因是中國于2001年加入世界貿易組織后，大幅降低關稅并減少非關稅壁壘，使得關稅和非關稅壁壘對中國的貿易成本的影響大幅降低。2009年，受全球金融危機的影響，全球貿易大幅下滑，各種經濟指標低迷，為促進經濟復蘇和拉動本國就業，許多國家實施了各種非關稅壁壘措施，使得2009年中國與“一帶一路”沿線國家的平均雙邊貿易成本出現反彈，為1.277 4，較上年增加5.414 2%，但仍顯著低于2003年的1.441 4，表明中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本雖然受到全球金融危機的影響，但影響程度并不是很大。全球金融危機過后，中國東盟自由貿易協定全面實施，中國與多個國家(或地區)簽署自由貿易協定，進一步推進貿易自由化和便利化，使得中國與“一帶一路”沿線國家的平均雙邊貿易成本在2010年和2011年進一步大幅下降，環比下降8.298 3%和2.657 4%。2011年至2014年，中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易成本處于平穩期，有所波動，但變化幅度很小。受逆全球化思潮影響，2015年和2016年，中國與“一帶一路”沿線國家平均雙邊貿易成本有所上升，但上升幅度較小，環比分別上升3.194 4%和0.583 7%。2017年和2018年，在“一帶一路”倡議的推動下，中國與“一帶一路”沿線國家的基礎設施互聯互通項目建設取得扎扎實實的進展，尤其是沿線港口、鐵路和公路等交通基礎設施項目的建設，使得中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本下降[33]。

四、中國與“一帶一路”沿線國家基礎設施的雙邊貿易成本效應分析

(一)模型設定

引力方程一直是貿易研究的主流模型，為了分析不同類型基礎設施及其交互作用對雙邊貿易成本的影響，本文考慮在貿易引力方程中進一步納入不同類型基礎設施及其交互作用變量。在GTAP數據庫中，“一帶一路”沿線國家出口額的運輸結構中，海運占據了57.6%，陸運占據了30.6%，而空運僅占11.7%[33]。海運在“一帶一路”沿線國家出口額中占據了接近60%的份額，為簡化分析，本文將陸運基礎設施和空運基礎設施合并為陸空運基礎設施，從而僅需要分析海運基礎設施、陸空運基礎設施及二者交互作用對雙邊貿易成本的影響，具體模型為(11)如果不簡化，則需要分析海運基礎設施、陸運基礎設施、空運基礎設施及任意兩種類型基礎設施的交互作用和三種類型基礎設施的交互作用對雙邊貿易成本的影響，共7個基礎設施變量，變量太多，容易產生多重共線性。：

Cijt=β0+β1PCGDPDijt+β2DISTANCEij+β3RTAijt+β4DEPENDENCEjt+

β5NEIGHBOURij+β6SEAjt+β7LANDAIRjt+β8SLAIijt+εijt

(5)

其中：i表示中國，j表示中國的“一帶一路”沿線貿易伙伴國；Cijt表示中國與“一帶一路”沿線國家的第t年的雙邊貿易成本；PCGDPDijt表示中國與伙伴國在第t年的人均GDP差額；DISTANCEij表示兩國間的直線距離；RTAijt表示在第t年兩國是否簽署有自由貿易協定；DEPENDENCEjt表示中國的貿易伙伴國在第t年的對外貿易依存度；NEIGHBOURij表示兩國是否相鄰；SEAjt是中國的“一帶一路”沿線貿易伙伴國在第t年的海運基礎設施變量；LANDAIRjt是中國的“一帶一路”沿線貿易伙伴國在第t年的陸空運基礎設施變量；SLAIijt是反映中國與“一帶一路”沿線國家在第t年的海運基礎設施與陸運基礎設施交互作用的變量；εijt是隨機變量。

考慮到被解釋變量是中國對“一帶一路”沿線國家的出口，在中國和“一帶一路”伙伴國的基礎設施中，更關鍵地取決于“一帶一路”沿線伙伴國的基礎設施發展情況，因此，變量SEAjt、LANDAIRjt僅考慮“一帶一路”沿線伙伴國的基礎設施，不帶下標i。在考慮海運基礎設施和陸空運基礎設施的交互作用時，為避免僅考慮“一帶一路”沿線伙伴國的基礎設施構造交互作用變量與變量SEAjt、LANDAIRjt間形成的多重共線性，本文將中國的基礎設施變量也考慮在內，所以下標既帶i也帶j，即SLAIijt。

由于模型(5)中的PCGDPDijt、DISTANCEij、SEAjt、LANDAIRjt和SLAIijt相對其他變量來說比較大，為了增加模型估計的穩健性和顯著性，這5個變量在實證分析時取對數形式，即為LNPCGDPDijt、LNDISTANCEij、LNSEAjt、LNLANDAIRjt和LNSLAIijt，因此實證模型為：

Cijt=β0+β1LNPCGDPDijt+β2LNDISTANCEij+β3RTAijt+β4DEPENDENCEjt+

β5NEIGHBOURij+β6LNSEAjt+β7LNLANDAIRjt+β8LNSLAIijt+εijt

(6)

(二)變量說明及數據來源

實證研究使用的時間區間為2003—2018年，與測算貿易成本時一致。在測算貿易成本使用的“一帶一路”沿線50個國家的基礎上，由于阿爾巴尼亞、巴林、埃塞俄比亞、黎巴嫩、摩爾多瓦的基礎設施變量數據存在大量缺失，研究樣本去掉這5個國家，以其余45個國家作為樣本。被解釋變量Cijt來自于上節的測算結果；LNPCGDPDijt為兩國人均GDP之差的絕對值的對數，數據來自世界銀行世界發展指標數據庫，單位為美元/人，一般而言，兩國的人均GDP越接近，說明兩國的人均收入比較接近，越有利于兩國貿易，但如果兩個國家的人均GDP雖然比較接近，但出口結構比較相似，則反而不利于兩國貿易；LNDISTANCEij表示兩國首都的直線距離，數據來自法國CEPII數據庫，單位為公里，兩國的距離越遠，則雙邊貿易成本越高；RTAijt表示兩國是否簽署有RTA的虛擬變量，簽署設為1，未簽署設為0，數據來自WTO組織的區域貿易協定(RTA)數據庫，兩國簽署RTA，會從關稅、非關稅壁壘、貿易投資便利化等角度降低雙邊貿易成本；DEPENDENCEjt表示對外貿易依存度，用進出口占GDP的比重度量，數據來自世界銀行世界發展指標數據庫，單位為%，本文乘以100，以消除百分號，對外貿易依存度越高，說明該國的貿易開放度越高，越有利于與該國開展國際貿易；NEIGHBOURij表示兩國是否相鄰的虛擬變量，相鄰設為1，不相鄰設為0，數據來自于美國中央情報局編寫的WorldFactBook，兩國相鄰，則兩國的貿易聯系往往比較頻繁；LNSEAjt表示海運基礎設施的對數，由“一帶一路”沿線國家的海洋貨運量度量，單位為集裝箱計量單位(20-feet equivalent units，TEU)，數據來自世界銀行世界發展指標數據庫；LNLANDAIRjt表示陸空運基礎設施，由“一帶一路”沿線國家的鐵路貨運量和航空貨運量加和取對數構造，單位為百萬噸-公里，數據來自世界銀行世界發展指標數據庫；LNSLAIijt表示中國和“一帶一路”沿線國家海運基礎設施和陸空運基礎設施的交互作用，由LNSEAijt和LNLANDAIRijt相乘計算，其中，LNSEAijt由中國的海洋貨運量和“一帶一路”沿線國家海運貨量相加后取對數構建，LNLANDAIRijt由中國的鐵路貨運量、航空貨運量和“一帶一路”沿線國家鐵路貨運量、航空貨運量相加后取對數構造。

(三)實證結果

由于被解釋變量是中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本，并不是平衡面板數據，且部分解釋變量如距離不隨時間而變化，部分解釋變量僅與中國的“一帶一路”沿線伙伴國相關，如果構造面板數據模型，可能導致回歸結果中部分變量被忽略，而這些變量均具有重要經濟意義，因此本文不使用面板數據模型進行分析。

考慮到模型(6)可能存在內生性解釋變量問題，本文首先進行普通的混合回歸分析，作為分析基準，然后，針對內生性問題使用工具變量法，如二階段最小二乘法(2SLS)或者廣義矩估計法(GMM)進行估計，考察處理內生性問題后的估計結果，并與基準分析進行比較，考察估計結果的穩健性。無論是混合回歸估計還是工具變量法估計，本文都是在不含基礎設施變量的基本模型中逐步加入基礎設施變量，以方便分析逐步引入基礎設施變量的效果并保持模型變量的一致性。

1.混合回歸分析

表1給出了中國與“一帶一路”沿線國家基礎設施基于混合回歸分析的雙邊貿易成本效應的基準分析結果。

表1 混合回歸分析結果

2.變量的內生性檢驗

為了進行變量的內生性檢驗，需要為內生變量選擇相應的工具變量，且工具變量必須滿足嚴外生性、非弱工具變量以及非冗余工具變量這3個條件。就解釋變量來看，距離的對數(LNDISTANCE)、自由貿易協定(RTA)、兩國相鄰(NEIGHBOUR)是外生變量，即這3個變量影響研究的經濟系統，但不受系統的影響。因此，模型(6)中的內生解釋變量可能是人均GDP差額的對數(LNPCGDPD)、貿易依存度(DEPENDENCE)、海運基礎設施的對數(LNSEA)、陸空運基礎設施的對數(LNLANDAIR)以及二者交互作用的對數(LNSLAI)這5個變量，需要選擇這5個內生解釋變量的工具變量。

本文考慮的工具變量有中國與“一帶一路”沿線國家圖譜法人均國民收入(GNI)(當前價美元)差額的對數(LNGNIATLASGAP)、產業增加值(美元)差額的對數(LNIVAGAP)；“一帶一路”沿線國家港口基礎設施質量(PORT)、鐵路總里程(公里)的對數(LNRAIL)、鐵路運輸載客量(百萬旅客-公里)的對數(LNRAILPASSENGER)；中國與“一帶一路”沿線國家港口基礎設施質量的加和(PORTBOTH)、鐵路運輸載客量(百萬旅客-公里)加和的對數(LNRAILPASSENGERBOTH)、航空運輸載客量(個)加和的對數(LNAIRPASSENGERBOTH)這8個變量(12)本文最初考慮的工具變量有13個，包括中國與“一帶一路”沿線國家按購買力平價衡量的人均國民總收入(GNI)(2010年不變價美元)差額的對數(LNGNIGAP)、圖譜法人均國民收入(當前價)差額的對數(LNGNIATLASGAP)、產業增加值(美元)差額的對數(LNIVAGAP)；“一帶一路”沿線國家貨物和服務出口占GDP的百分比(EXPORTRATIO)、貨物和服務進口占GDP的百分比(IMPORTRATIO)、“一帶一路”沿線國家港口基礎設施質量(PORT)、“一帶一路”沿線國家鐵路總里程的對數(公里)(LNRAIL)、鐵路運輸載客量(百萬旅客-公里)的對數(LNRAILPASSENGER)、航空運輸載客量(個)的對數(LNAIRPASSENGER)；中國與“一帶一路”沿線貿易伙伴港口基礎設施質量的加和(PORTBOTH)、鐵路總里程加和的對數(LNRAILBOTH)、鐵路運輸載客量加和的對數(LNRAILPASSENGERBOTH)、航空運輸載客量加和的對數(LNAIRPASSENGERBOTH)，但經過相關工具變量檢驗，發現LNGNIGAP、EXPORTRATIO、IMPORTRATIO、LNAIRPASSENGER、LNAIRPASSENGER這5個變量不滿足工具變量的外生性、非弱工具變量以及非冗余工具變量要求。。所有工具變量相關數據均來自世界銀行世界發展指標數據庫。經過過度識別檢驗、弱工具變量檢驗、冗余工具變量檢驗，表明這8個變量均滿足嚴格外生性、非弱工具變量，并且不是冗余工具變量，出于行文的簡潔性，檢驗過程略。基于上述8個工具變量，本文使用異方差穩健的杜賓-吳-豪斯曼檢驗(Durbin-Wu=Hausman Test，簡記DWH)進行變量內生性檢驗，檢驗變量LNPCGDPD、DEPENDENCE、LNSEA、LNLANDAIR、LNSLAI這5個變量是否是內生解釋變量，檢驗結果見表2。

表2 變量內生性檢驗

表2檢驗結果中僅有變量LNPCGDPD的卡方統計量較大，p值為0.000 0，其余變量的卡方統計量較小，p值均顯著大于0.05。檢驗結果表明僅有變量LNPCGDPD是內生的，而其余變量DEPENDENCE、LNSEA、LNLANDAIR、LNSLAI都是外生變量。

3.工具變量估計

本文考慮使用2SLS或者GMM方法進行估計，由于僅有LNPCGDPD是內生變量，基于變量LNPCGDPD的含義，本文選擇LNGNIATLASGAP、LNIVAGAP這兩個變量作為LNPCGDPD的工具變量，同樣對這兩個變量進行嚴格外生性、非弱工具變量以及非冗余工具變量檢驗，以檢驗這兩個工具變量是否是LNPCGDPD合適的工具變量，最后進行工具變量估計。

(1)工具變量的檢驗

選擇的工具變量必須滿足外生性、工具變量與內生變量的強相關性、不存在冗余工具變量這3個條件，才能進行2SLS、GMM等工具變量分析，為此，必須進行相關工具變量的檢驗，本文基于模型(6)進行相應檢驗。

工具變量的過度識別檢驗見表3。

表3 工具變量的過度識別檢驗

由于p值為0.125 0，不拒絕所有工具變量均外生的原假設，表明所有工具變量均滿足外生性(正交性)。

工具變量與內生變量的相關性檢驗結果見表4。

表4 工具變量與內生變量的相關性檢驗

由檢驗結果可見，擬合優度和修正的擬合優度較高，分別達到0.937 4和0.946 6，F統計量為1 093.69，很大，且p值為0.000 0，表明工具變量與內生變量間的相關性較好，工具變量不是弱工具變量。

冗余工具變量檢驗結果見表5。

表5 冗余工具變量檢驗

(2)GMM估計

由于如果存在異方差，則GMM比2SLS更有效率，因此，使用變量LNGNIATLASGAP、LNIVAGAP作為內生變量LNPCGDPD的工具變量， GMM估計結果見表6。

表6 GMM估計結果

(四)實證結果分析

由混合回歸分析結果表1可見，隨著逐步引入新的基礎設施變量，修正的擬合優度持續上升，由0.343最終上升到0.565，且不改變原有變量的方向和顯著性，表明新引入的基礎設施變量是合適的變量。這個結論同樣適用于表6的GMM估計結果，隨著逐步引入基礎設施變量，擬合優度持續上升，由0.343持續上升至0.564，自由度為8的卡方分布沃爾德(Wald)統計量也持續增大，且原有解釋變量的方向和顯著性都不發生變化，表明在基礎方程1中逐步加入基礎設施變量是合適的，表1和表6中方程5是合適的回歸方程。

比較表1的基準回歸結果和表6的GMM估計結果可見，除了變量的大小稍微有差別外，兩種估計結果中變量的方向和顯著性大小都幾乎不變，僅僅方程5中的變量LNSLAI以及方程3中的變量NEIGHBOUR的顯著性發生變化，變量LNSLAI由表1中5%置信水平上的顯著性下降至表6中10%置信水平上的顯著性，變量NEIGHBOUR由表1中10%置信水平上的顯著性上升至表6中1%置信水平上的顯著性，表1和表6估計結果的相似性表明實證分析結果具有穩健性。

下文基于GMM估計結果表6中的方程5分析回歸結果的經濟意義。

從回歸結果來看，人均GDP差額(PCGDPD)對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本的影響方向為負且在1%的置信水平上顯著，表明兩國的人均GDP越接近越不利于降低雙邊貿易成本，與前文的理論分析相符。這也比較容易理解，中國是大國，發展非常不均衡，進口的主要是發達國家生產的高科技產品，而出口的主要是勞動密集型產品，使得中國的出口目的地主要是發達國家。而“一帶一路”沿線國家幾乎都是發展中國家，人均GDP與中國相差較小，但經濟結構遠落后于中國，以生產勞動密集型產品為主，出口產品的相似性阻礙了與中國的貿易。

距離(DISTANCE)對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本的影響方向為正且在1%的置信水平上顯著，表明距離仍然是影響中國與“一帶一路”沿線國家雙邊貿易成本的重要因素，雙邊距離每增加1%，雙邊貿易成本平均增加0.002 304。

雙邊自由貿易協定(RTA)對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本的影響方向為負且在1%的置信水平上顯著，表明中國與“一帶一路”沿線國家簽署雙邊自由貿易協定能顯著降低雙邊貿易成本，平均降低幅度為0.301 2。

貿易依存度(DEPENDENCE)對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本的影響方向為負且在1%的置信水平上顯著，與前文理論分析一致，即“一帶一路”沿線國家的貿易依存度越高，中國越有利于與其發展貿易關系。

國家相鄰(NEIGHBOUR)對中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本的影響方向為負且在1%的置信水平上顯著，與前文的理論分析一致，即兩國相鄰，則兩國的經濟交往更加頻繁，更有利于降低雙邊貿易成本。與中國相鄰平均能降低雙邊貿易成本0.207 2。

從基礎設施變量的回歸結果來看，海運基礎設施、陸空運基礎設施以及二者的交互作用對雙邊貿易成本的影響均為負且在1%和10%的置信水平上顯著，表明發展基礎設施能有效降低雙邊貿易成本。其中，海運基礎設施每提升1%，雙邊貿易成本平均降低0.000 276；陸運基礎設施和空運基礎設施每提升1%，雙邊貿易成本平均降低0.000 739；海運基礎設施和陸空運基礎設施的交互作用對雙邊貿易成本的降低作用平均為0.000 033，表明基礎設施交互作用的雙邊貿易成本效應要低于基礎設施自身。

五、研究結論及政策建議

本文基于Novy模型[16]測算了中國與“一帶一路”沿線國家的時變雙邊貿易成本，并進一步基于貿易的引力方程實證分析了基礎設施對雙邊貿易成本的影響方向和大小，得出如下結論：

從2003年到2018年，中國與“一帶一路”沿線國家的平均雙邊貿易成本整體呈下降趨勢，雖然有波折起伏，但不改變整體的下降趨勢。

距離仍然是雙邊貿易成本的重要組成因素，而人均GDP差額、自由貿易協定、貿易依存度、兩國是否相鄰對雙邊貿易成本的影響顯著且為負。人均GDP差額每增長1%，雙邊貿易成本指數下降0.000 627；雙邊距離每增長1%，雙邊貿易成本指數增長0.002 304；簽署雙邊自由貿易協定能降低中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本指數0.301 2；貿易依存度越高，越有利于降低中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本指數，平均影響為-0.353 4；國家相鄰有助于降低雙邊貿易成本指數，平均影響為-0.207 2。

海運基礎設施、陸空運基礎設施以及二者的交互作用均能顯著降低雙邊貿易成本，基礎設施交互作用降低雙邊貿易成本的效果要低于基礎設施本身降低雙邊貿易成本的效果。海運基礎設施每提升1%，雙邊貿易成本指數平均降低0.000 276；陸運基礎設施和空運基礎設施每提升1%，雙邊貿易成本指數平均降低0.000 739；海運基礎設施和陸空運基礎設施的交互作用對雙邊貿易成本指數的降低作用平均為0.000 033，表明基礎設施交互作用的雙邊貿易成本效應要低于基礎設施自身。

研究結果表明，就中國與“一帶一路”沿線國家的基礎設施而言，對貿易成本平均存在降低作用；研究結果也表明，“一帶一路”沿線國家的基礎設施擴展在與中國較強水平的基礎設施的交互作用對貿易成本平均也存在降低作用。因此，應大力推進“一帶一路”基礎設施建設，降低貿易成本，促進國際貿易。當前，“一帶一路”倡議取得重要進展，一批基礎設施項目完工并投入運營，更多的基礎設施項目仍在規劃和建設中。鑒于基礎設施及其交互作用對雙邊貿易成本的重要作用，而“一帶一路”沿線國家幾乎都是發展中國家，基礎設施仍嚴重不足，因此，仍應大力推進“一帶一路”沿線的基礎設施建設，規劃好不同類型基礎設施的有效對接，促進基礎設施的互聯互通，以發揮基礎設施及其交互作用的貿易成本降低效應，促進“一帶一路”沿線國家間的貿易暢通。

降低邊界運輸延遲的貿易便利化措施以及實施經濟走廊管理方面的改革有利于減少運輸時間和降低貿易成本，從而放大基礎設施的貿易成本效應，因此，在推進“一帶一路”倡議時，還應著力于實施降低邊界運輸延遲的貿易便利化措施和推進“六大經濟走廊”的管理改革。在降低邊界運輸延遲的貿易便利化措施方面，可以簡化邊界通關流程，促進邊界鐵路軌距的標準化和一致化，簽訂通關檢驗文件的跨國互認以及避免重復檢驗等協議文件。在推進走廊管理改革方面，各國的經濟走廊運輸鐵路、公路管理部門和公司在借鑒國際通行跨國運輸管理制度和規則的基礎上，實施相同的管理制度，避免不同國家管理制度不同導致的時間和成本耗費，從而提高經濟走廊全域的管理效率。此外，條件成熟時，經濟走廊相關國家可以成立一家國際標準的跨國運輸管理公司，由該公司統一管理經濟走廊的跨國鐵路、公路運輸，從而大幅度提高管理效率，降低運輸延遲導致的貿易成本。

研究結論還表明自由貿易協定有利于降低雙邊貿易成本，截至目前，中國與25個國家和地區簽署了17份自由貿易協定，其中有17個國家來自“一帶一路”沿線。尚在談判的自由貿易區有13個，如果這些自由貿易協定也成功簽署，則會進一步增加13個來自“一帶一路”沿線的國家，從而共有30個“一帶一路”沿線國家與中國簽署自由貿易協定，這必將進一步降低中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易成本(13)相關數據為筆者基于中國自由貿易區服務網統計計算，http://fta.mofcom.gov.cn。。因此，我國應積極促進正在談判的自由貿易區早日簽署協議，并加強和“一帶一路”沿線國家共同推進建立自由貿易區的可行性研究，為下一步的自由貿易區談判和簽訂協議打下基礎。還應促進“一帶一路”域內國家間的文化溝通，文化溝通有助于域內語言的互通，文化距離成為影響雙邊貿易關系的重要變量[34]，有助于促進雙邊貿易。

最后，加強對“一帶一路”基礎設施貿易效應的宣傳，進一步推進“一帶一路”建設。“一帶一路”倡議的基礎設施建設能顯著降低貿易成本，促進雙邊貿易效應。因此，我們應大力宣傳“一帶一路”倡議的這種作用，助推“一帶一路”建設，使“一帶一路”倡議的成果更多地惠及域內國家和人民。