中國與“一帶一路”沿線國家簽署FTA的貿易效應研究

曹 翔,滕聰波,張繼軍

1.海南大學 經濟學院,海南 海口 570228 2.中南財經政法大學 公共管理學院,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易合作。2016年,中國政府在“十三五”規劃中明確提出要提升中國與各沿線國家的經濟貿易合作水平,積極同其洽談自由貿易合作。2017年,習近平主席在“一帶一路”國際合作高峰論壇開幕式中表示將積極構建互利共贏的經貿伙伴關系,建設“一帶一路”自由貿易網絡。2020年11月,習近平主席在第三屆中國國際進口博覽會開幕式發表主旨演講,進一步明確表示要共建高質量“一帶一路”,以自由貿易協定(FTA)為重要抓手,推動雙多邊經貿合作。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伙伴朋友圈行動中如何更好地借助FTA擴大雙邊貿易規模?為此,本文試圖從影響FTA簽署的關鍵因素、簽署FTA對雙方貿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簽署的關鍵因素來看,法治水平是公認的首要考量因素。例如,早在2008年4月中國與新西蘭簽署FTA時,國家發展和改革委員會宏觀經濟研究院對外經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,協議雙方在適應當地法律、政策等方面面臨諸多挑戰。另一方面,如果已經與中國簽署FTA的沿線伙伴國并未獲得由此帶來的貿易增長,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易凈增長需要借助目前主流的政策評估工具(準自然實驗法)。由此可見,采用準自然實驗法客觀估計出FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿易的真實影響,厘清其對不同法治水平國家的異質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簽署視為準自然實驗,采用雙重差分模型就FTA簽署的雙邊貿易效應進行評估,然后從法治水平高低這一視角分析其異質性,最后在不同法治水平國家分組中基于中介效應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及其擴大雙邊貿易等問題提供參考依據和政策啟示。

一、文獻綜述與理論假說

(一)文獻綜述

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

1.FTA對雙邊貿易的影響評價

傳統區域一體化理論普遍認為FTA的簽署會促進成員國間的自由貿易。例如,Baier等[1-2]采用不同國家樣本研究發現,FTA簽署可以顯著促進成員國之間自由貿易的實現。隨后,學者們進一步關注了FTA對進出口貿易的異質性影響。例如,韓劍等[3]發現FTA內容的差異會使FTA對進出口貿易的影響存在差異,其中包含知識產權條款的FTA更有利于知識產權相關產品的進出口;周念利[4]發現締約雙方的經濟發展差異同樣會使得FTA對雙邊貿易產生不同影響,其中南北型FTA對雙邊貿易的促進作用明顯優于南南型。此外,也有少數學者發現FTA中有關原產地規則的要求增加了企業的貿易成本[5-6]。

2.FTA對雙邊貿易的影響路徑

關于FTA對雙邊貿易的影響路徑,學者們主要從貿易創造和貿易轉移兩條路徑展開研究[7-8]。其中,貿易創造是指FTA的簽署通過降低成員國間的貿易壁壘,從而促進雙方貿易規模的自發式增長;而貿易轉移是指FTA的簽署使貿易從非FTA伙伴國轉向FTA伙伴國。隨著有關貿易創造與貿易轉移的研究日漸完善,少數學者還進一步從環境規制、企業一致行動能力等角度考察了FTA對雙邊貿易的影響機制[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,近年來少數學者關注到“一帶一路”倡議下FTA簽署及其對雙邊貿易的影響,發現沿線伙伴國在基礎設施建設方面的互助與合作促進了FTA的簽署,且FTA內含的知識產權條款有助于雙邊貿易的發展[3,11-12]。

然而,令人遺憾的是,已有研究未能量化評估已經生效的FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿易的真實影響,并且忽視了法治水平這一影響FTA實施效果的關鍵因素所發揮的作用,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及其雙邊貿易等問題提供參考依據。

(二)理論假說

1.FTA與雙邊貿易

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易合作已經成為中國對外開放的重要目標。與沿線伙伴國簽署FTA可以通過貿易便利化、貿易創造效應、貿易轉移效應等渠道促進中國與這些國家的雙邊貿易。其一,根據中國自由貿易區服務網,與中國簽署的FTA大多在建立清晰的貿易規則、避免不合理歧視等方面提高了貿易便利化,從而有利于促進雙邊貿易規模的擴大。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易享受更多的優惠條款,如更低的關稅稅率、更少的貿易壁壘、更低的貿易成本等,從而通過貿易創造效應促進雙邊貿易規模的擴大。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而帶來的優惠條款使其貿易競爭力變強,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易份額,即通過貿易轉移效應促進中國與“一帶一路”沿線FTA伙伴國之間的雙邊貿易。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易。

2.FTA、法治水平與雙邊貿易

由于FTA本質上是協議簽署雙方通過約定條款促進雙邊貿易,因此對于協定條款的履行力度和效率直接關系著FTA對雙邊貿易的真實促進效果。一般而言,沿線伙伴國法治水平越高,其契約精神越強,對協定條款的執行力度往往越強,執行效率往往越高,從而對雙邊貿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,對協定條款的執行力度和執行效率往往越低,從而對雙邊貿易的促進作用越小。基于此,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成,因此FTA對中國與沿線伙伴國雙邊貿易的影響可以從需求側、供給側和供需交易三個環節來進行闡述。具體而言,本文以經濟規模反映需求側機制,以技術創新反映供給側機制,以外匯儲備和貿易成本反映供需交易機制。

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

(2)供給側機制分析:技術創新。FTA的簽署可以通過促進沿線伙伴國的技術創新而帶動雙邊貿易發展[16-17]。據中國自由貿易區服務網數據顯示,與中國已經簽署的FTA中大多明確規定了與技術創新相關的條款。該條款的規定會促使簽署國雙方更加重視技術創新。根據毛其淋等[18]的研究,技術創新的提高不僅可以強化本國出口優勢,同時能夠使得進口國獲得技術溢出效應,進而擴大雙邊貿易規模。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權法律,能夠更好地激勵技術創新,從而對雙邊貿易的促進作用會更大。

(3)供需交易的機制分析:外匯儲備、貿易成本。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。根據王三興[19]的研究,外匯儲備越大越有利于雙邊貿易的擴大。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]。可見,FTA的簽署通過提升外匯儲備對雙邊貿易的促進作用在較高法治水平沿線伙伴國中更大。其二,FTA的簽署可以通過貿易成本影響雙邊貿易。一方面,減少關稅和非關稅壁壘是FTA的核心內容,而貿易成本的大小表現為關稅與非關稅壁壘的大小,因而FTA的簽署可以降低雙邊貿易成本[21];另一方面,貿易成本是影響國際貿易產生的重要因素,越低的貿易成本往往使得對外貿易成交額越大[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關稅和非關稅條款的執行能力可能更好,能更嚴格地按照協定條款減少關稅和非關稅壁壘以降低貿易成本,從而對雙邊貿易的促進作用更大。

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通過擴大經濟規模對雙邊貿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通過提高技術創新對雙邊貿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通過降低貿易成本對雙邊貿易的促進作用在法治水平較高沿線伙伴國中更大。

二、模型構建與數據說明

(一)模型構建

本文構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易效應:

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、貿易潛力、政府治理質量和語言相似度,T為時間趨勢一階項;ηi表示國家個體效應,λt表示時間效應,εit表示隨機干擾項。

(二)數據說明

被解釋變量:雙邊貿易額(Yit)。借鑒胡再勇等[11]通過區域內雙邊貿易額來衡量雙邊貿易效應的思路,本文以域內雙邊貿易額來考察FTA的簽署對中國與沿線伙伴國雙邊貿易的影響。相關原始數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)數據庫。

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,本文根據表1各FTA的簽署情況采用如下賦值方法:對于已經與中國簽署FTA的沿線伙伴國,簽署時間發生在當年6月之前則該年份及以后年份的交互項取值為1,簽署時間發生在當年6月之后則認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。關于FTA簽署情況的數據來源于自由貿易區服務網站。

表1 中國與沿線伙伴國簽署FTA情況

控制變量。結合已有文獻并考慮到數據的可獲得性,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易的重要因素。一般而言,本幣升值,有利于國外產品輸入,不利于本國產品輸出;相反,本幣貶值有利于本國產品輸出,不利于國外產品輸入。本文采用人民幣兌其他貨幣的平均匯率來衡量匯率變動,其原始數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)數據庫。第二,地理距離(dis)。地理距離是影響運輸成本的關鍵因素。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,其原始數據來源于法國國際經濟研究中心(CEPII)數據庫。第三,貿易潛力(dpg)。貿易潛力的大小直接影響著雙邊貿易。本文采用各國經濟增長率代替貿易潛力,其原始數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)數據庫。貿易雙方的經濟增長率越高會帶來越多的雙邊貿易。第四,政府治理質量(zhi)。政府治理質量高的國家通常擁有較為穩定的政治環境、較為成熟的交易市場;相反,政府治理質量低的國家存在暴動戰亂的可能,其交易市場往往不盡完善。此外,一國企業在與政府治理質量低的國家進行貿易時需要花費更多的時間去搜尋當地市場和企業信息,增加了企業的信息成本,不利于雙邊貿易。本文以全球治理指數的算術平均值來衡量,其原始數據來源于全球治理指標(WGI)數據庫。第五,語言相似度(cl)。李光勤等[24]研究發現,語言多樣性會阻礙國家的對外開放,不利于貿易開展。貿易雙方語言相似度越高,雙方在進行貿易時溝通和洽談越便利,其商務成本越低,進而促進雙方進行貿易。相關原始數據來源于CEPII數據庫。

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”官網發布的沿線國家有122個,囿于數據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據,涉及16個與中國簽署FTA的沿線伙伴國。各變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 變量描述性統計結果

三、基準回歸與穩健性檢驗

(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易的影響。具體來說,本文將已經與中國簽署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易均值的變化趨勢如圖1所示。可以看出,除受2008年金融危機影響外,已經與中國簽署FTA的沿線國家同中國的雙邊貿易額呈現出較為明顯的增長趨勢。

圖1 FTA簽署國與對照組雙邊貿易的變化趨勢

(二)基準回歸分析

基準回歸結果如表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,本文所關注的核心交互項didit的估計系數顯著為正;加入控制變量后,核心交互項的估計系數符號仍為正,且顯著性水平不變。第(2)列中加入了匯率變動,結果顯示匯率變動對雙邊貿易的影響顯著為正。第(3)列在第(2)列的基礎上加入了地理距離,發現該變量與被解釋變量顯著負相關,表明地理距離的增大抑制了雙邊貿易。第(4)列進一步加入了貿易潛力,發現貿易潛力會促進雙邊貿易。第(5)列在以上基礎上加入了政府治理質量,發現其與雙邊貿易正相關。第(6)列中還加入了語言相似度,其估計系數顯著為正,即語言相似度越高越有利于雙邊貿易增長。總體而言,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易,從而驗證了假說H1。

表3 基準回歸估計結果

(三)平行趨勢檢驗及時間動態效應

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

圖2 平行趨勢假設檢驗及時間動態效應

(四)安慰劑檢驗

1.虛假設定政策時間

為檢驗雙邊貿易的增長源自雙方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年構建虛假政策時間進行反事實檢驗。若虛假設立FTA簽署年份后實證結果中核心交互項估計系數仍然顯著為正,則說明雙邊貿易的增長并不是由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不顯著,則說明雙邊貿易的增長源于FTA的簽署。基于虛假設定政策時間的回歸結果見表4第(1)列,核心交互項的估計系數不顯著。

表4 安慰劑檢驗估計結果

2.虛假設定處理組

為進一步檢驗雙邊貿易的增長來自雙方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。若虛假設立FTA簽署國家后核心交互項估計系數仍然顯著為正,則說明雙邊貿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不顯著,則說明雙邊貿易的增長源于這些國家同中國簽署FTA。基于虛假處理組的回歸結果見表4第(2)列,核心交互項的估計系數不顯著。

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易效應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,依據每個簽署年份對應處理組國家的個數,逐年隨機抽取同等數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定簽署年份相對應構造核心交互項;最后,基于基準模型式(1)進行估計。為保證抽樣結果的可靠性,本文進行了1 000次的隨機抽樣,得到如圖3所示的估計結果。圖3展示了隨機虛假設定FTA簽署國家的核心交互項估計系數的概率分布。不難看出,基于隨機抽樣的核心交互項估計系數圍繞0均勻分布,與基準回歸核心交互項估計系數(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生性問題。考慮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年的雙邊貿易額這一歷史變量來構建工具變量(iv)進行處理,其原始數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)數據庫。選擇這一工具變量的合理之處在于:第一,相關性,歷史年份的雙邊貿易額體現了雙邊貿易的緊密程度,而雙邊貿易緊密程度直接關系著雙方是否簽署FTA這一決策,從而滿足相關性;第二,外生性,歷史年份的雙邊貿易額并不會直接影響當期的雙邊貿易,即滿足外生性。

表5第(1)列為以歷史雙邊貿易額作為工具變量的第一階段回歸結果。首先,歷史雙邊貿易額的估計系數顯著為正,表明歷史雙邊貿易額顯著促進中國與沿線伙伴國FTA的簽署,即滿足相關性。其次,基于弱工具變量檢驗原理的F統計量大于臨界值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。表5第(2)列報告了以歷史雙邊貿易額作為工具變量的第二階段回歸結果,其核心交互項的估計系數顯著為正。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易。

表5 工具變量檢驗估計結果

(六)其他穩健性檢驗

1.兩期倍差法

由于中國與各沿線伙伴國簽署FTA的時間不統一,因此前文采用的多期倍差法可能因潛在時間序列相關性而給估計結果帶來偏誤。為此,本文將全樣本劃分為FTA簽署前和FTA簽署后,并以各相關變量在這兩個時期的均值來進行檢驗。兩期倍差法對應的回歸結果見表6第(1)列,核心交互項的系數顯著為正。這與前文基準回歸結果相符。

表6 穩健性檢驗估計結果

2.改變變量賦值

前文在定義核心交互項時,以協議簽署時間在上半年定義為政策實施當年,而協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果帶來偏誤,本文采用不區分上下半年的方法,直接將簽署當年定義為政策實施起始年份,得到表6第(2)列的估計結果,核心交互項的系數顯著為正,即前文基準回歸結果依然穩健。

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系對基準回歸結果的影響,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)列的回歸結果。不難發現,核心交互項系數的符號和顯著性水平與基準回歸一致。這再次表明基準回歸結果具有較好的穩健性。

4.控制變量時變效應

為考察控制變量的多階時變效應對本文估計結果的潛在影響,本文在基準回歸模型的基礎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)列的估計結果。不難發現,核心交互項的估計系數顯著為正,即支持了前文基準回歸。

四、異質性及其作用機制檢驗

(一)基于法治水平差異的異質性檢驗

根據各國法治水平劃分,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,當某國法治水平數值超過2013年各國法治水平的中位數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果,第(2)列匯報了較低法治水平國家的估計結果。結果顯示:中國與高法治水平沿線伙伴國簽署FTA對雙邊貿易的促進作用較大,而與低法治水平沿線伙伴國簽署FTA對雙邊貿易的影響不明顯,從而驗證了假說H2。

表7 異質性檢驗估計結果

(二)基于異質性法治水平視角的作用機制檢驗

為進一步檢驗與需求側、供給側、供需交易相對應的經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿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易的異質性影響,本文參考張國建等[27]的做法,構建如下中介效應模型來進行檢驗。

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,包括經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿易成本。經濟規模以GDP總量來衡量,其原始數據來源于世界銀行人類發展指標(WDI)數據庫;技術創新以非居民專利申請表示,其原始數據來源為世界銀行人類發展指標數據庫;外匯儲備以國際外匯儲備衡量,其原始數據來源于全球創業觀察(GEM)數據庫;貿易成本以平均關稅衡量,其原始數據來源于國際貨幣基金組織(IMF)數據庫。根據中介效應原理,若式(4)中did的估計系數β1顯著且式(5)中did的估計系數β2和M的估計系數ρ2均顯著,則表明存在部分中介效應,其中介效應大小為β1ρ2;若式(4)中did的估計系數β1不顯著,則表明中介效應不明顯;若式(4)中did的估計系數β1顯著,并且式(5)中did的估計系數β2顯著、M的估計系數ρ2不顯著,同樣表明中介效應不明顯。由此,根據法治水平異質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)的估計結果與表7異質性檢驗第(1)列對應,其交互項估計系數顯著為正。表8第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿易成本的估計結果。以經濟規模、外匯儲備和貿易成本為因變量時交互項的估計系數均通過了顯著性檢驗,即在較高法治水平樣本中FTA簽署顯著促進了經濟規模的增大、外匯儲備的增加和貿易成本的降低;以技術創新為因變量時交互項的估計系數不顯著,其可能原因在于:較高法治水平國家往往對應經濟發展水平較高的發達國家,擁有較為先進的技術水平,在雙邊貿易中獲得的技術溢出效應較小,從而使得FTA的簽署對其技術創新的作用不明顯[18,28]。表8第(5)列為將所有中介機制同時放入中介效應檢驗的回歸結果。交互項、經濟規模和外匯儲備的估計系數均顯著為正,而貿易成本的估計系數顯著為負。進一步根據中介效應檢驗原理可知,經濟規模、外匯儲備以及貿易成本表現為部分中介效應,而技術創新未表現出中介效應。這表明較高法治水平沿線伙伴國與中國簽署FTA可以通過擴大經濟規模、增加外匯儲備和降低貿易成本而顯著促進雙邊貿易,但未能通過促進技術創新而擴大雙邊貿易。

表8 較高法治水平樣本下的影響機制檢驗結果

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)的估計結果與表7異質性檢驗第(2)列對應,其交互項的估計系數不顯著。表9第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿易成本的估計結果。以經濟規模和外匯儲備為因變量時交互項的估計系數不顯著,以技術創新和貿易成本為因變量時交互項的估計系數顯著為負。表9第(5)列為將所有中介機制同時放入中介效應檢驗的回歸結果。交互項的估計系數不顯著,技術創新、外匯儲備和貿易成本的估計系數不顯著。結合中介效應原理,在較低法治水平沿線伙伴國,經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿易成本均未表現出中介效應。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易。

表9 較低法治水平樣本下的影響機制檢驗結果

綜上可知,FTA通過擴大經濟規模、增加外匯儲備、降低貿易成本對雙邊貿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,且未通過技術創新對中國與較高、較低法治水平伙沿線伴國的雙邊貿易產生顯著影響,即假說H3a、H3c和H3d成立而假說H3b不成立。

五、結論與啟示

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易的真實影響、異質性效果及其作用機制進行實證研究。主要結論如下:(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易,且經過工具變量緩解樣本選擇的非隨機性以及多維度穩健性檢驗后結論依然成立;(2)簽署FTA對較高法治水平沿線伙伴國與中國進行雙邊貿易的促進作用更大;(3)FTA從需求側、供給側、供需交易三個方面通過經濟規模、技術創新、外匯儲備和貿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易產生異質性影響,表現為FTA在高法治水平沿線伙伴國中主要通過擴大經濟規模、增加外匯儲備和降低貿易成本這三種機制對雙邊貿易產生促進作用,未能通過促進技術創新而促進雙邊貿易,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易產生顯著影響。

基于上述研究結果,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權、爭端解決和產品標準等有關技術創新的條款更好地納入FTA談判中,加強技術創新條款的約定和談判,通過與沿線伙伴國開展技術合作,構建創新驅動的高質量FTA網絡。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,但大多數國家仍未與中國簽署FTA。為此,中國應借助“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易合作與經濟發展戰略進行交流磋商,在保證FTA質量的同時,實現數量上的跨越式發展。(2)因地制宜地放寬對低法治水平沿線伙伴國的貿易優惠政策。實證分析結果顯示:FTA的貿易效應對低法治水平沿線伙伴國效果不明顯且未能通過降低貿易成本以促進FTA低法治水平沿線伙伴國的雙邊貿易。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手續,放寬相關稅收優惠措施降低貿易成本,并且強化法治條款約定,以更大力度促進雙邊貿易發展。