曹 翔,滕聪波,张继军
1.海南大学 经济学院,海南 海口 570228 2.中南财经政法大学 公共管理学院,湖北 武汉 430073
随着“一带一路”倡议的深入推进,中国越来越重视与沿线国家开展更开放更高水平的贸易合作。2016年,中国政府在“十三五”规划中明确提出要提升中国与各沿线国家的经济贸易合作水平,积极同其洽谈自由贸易合作。2017年,习近平主席在“一带一路”国际合作高峰论坛开幕式中表示将积极构建互利共赢的经贸伙伴关系,建设“一带一路”自由贸易网络。2020年11月,习近平主席在第三届中国国际进口博览会开幕式发表主旨演讲,进一步明确表示要共建高质量“一带一路”,以自由贸易协定(FTA)为重要抓手,推动双多边经贸合作。然而,截至2020年6月,已有100多个国家参与“一带一路”倡议,却仅东盟十国、智利、巴基斯坦、新西兰、秘鲁、哥斯达黎加、韩国、马尔代夫、格鲁吉亚等18个沿线国家同中国签署FTA,其中自2013年“一带一路”倡议提出以来,仅有韩国、马尔代夫、格鲁吉亚3个沿线国家与中国签署FTA。
为什么在中国政府大力推进与“一带一路”沿线国家(后文简称沿线伙伴国)签署FTA的大背景下,仅有3个沿线伙伴国与中国签署FTA?FTA在中国与沿线伙伴国双边贸易中的真实作用究竟如何?在进一步扩大中国与沿线伙伴国自贸伙伴朋友圈行动中如何更好地借助FTA扩大双边贸易规模?为此,本文试图从影响FTA签署的关键因素、签署FTA对双方贸易带来的真实影响两个角度回答上述问题。一方面,从影响FTA签署的关键因素来看,法治水平是公认的首要考量因素。例如,早在2008年4月中国与新西兰签署FTA时,国家发展和改革委员会宏观经济研究院对外经济研究所所长张燕生表示:由于各国法律制度和法治水平之间存在差异,协议双方在适应当地法律、政策等方面面临诸多挑战。另一方面,如果已经与中国签署FTA的沿线伙伴国并未获得由此带来的贸易增长,那么同样会阻碍其他沿线伙伴国与中国签署FTA,而要客观定量评估出与中国签署FTA给沿线伙伴国带来的贸易净增长需要借助目前主流的政策评估工具(准自然实验法)。由此可见,采用准自然实验法客观估计出FTA对中国与沿线伙伴国双边贸易的真实影响,厘清其对不同法治水平国家的异质性影响以及在不同法治水平国家中其作用机制的差异性,才能全面客观地回答上述问题。由此,本文首先将FTA签署视为准自然实验,采用双重差分模型就FTA签署的双边贸易效应进行评估,然后从法治水平高低这一视角分析其异质性,最后在不同法治水平国家分组中基于中介效应方法分析其作用机制,以期为如何采取针对性强的策略进一步推动中国与沿线伙伴国签署FTA及其扩大双边贸易等问题提供参考依据和政策启示。
(一)文献综述
与本文相关的研究主要集中于FTA对双边贸易的影响评价、FTA对双边贸易的影响路径、“一带一路”倡议下FTA的签署及其效果等。
1.FTA对双边贸易的影响评价
传统区域一体化理论普遍认为FTA的签署会促进成员国间的自由贸易。例如,Baier等[1-2]采用不同国家样本研究发现,FTA签署可以显著促进成员国之间自由贸易的实现。随后,学者们进一步关注了FTA对进出口贸易的异质性影响。例如,韩剑等[3]发现FTA内容的差异会使FTA对进出口贸易的影响存在差异,其中包含知识产权条款的FTA更有利于知识产权相关产品的进出口;周念利[4]发现缔约双方的经济发展差异同样会使得FTA对双边贸易产生不同影响,其中南北型FTA对双边贸易的促进作用明显优于南南型。此外,也有少数学者发现FTA中有关原产地规则的要求增加了企业的贸易成本[5-6]。
2.FTA对双边贸易的影响路径
关于FTA对双边贸易的影响路径,学者们主要从贸易创造和贸易转移两条路径展开研究[7-8]。其中,贸易创造是指FTA的签署通过降低成员国间的贸易壁垒,从而促进双方贸易规模的自发式增长;而贸易转移是指FTA的签署使贸易从非FTA伙伴国转向FTA伙伴国。随着有关贸易创造与贸易转移的研究日渐完善,少数学者还进一步从环境规制、企业一致行动能力等角度考察了FTA对双边贸易的影响机制[9-10]。
3.“一带一路”倡议下FTA的签署及其效果
随着“一带一路”倡议高水平对外开放的推进,近年来少数学者关注到“一带一路”倡议下FTA签署及其对双边贸易的影响,发现沿线伙伴国在基础设施建设方面的互助与合作促进了FTA的签署,且FTA内含的知识产权条款有助于双边贸易的发展[3,11-12]。
然而,令人遗憾的是,已有研究未能量化评估已经生效的FTA对中国与沿线伙伴国双边贸易的真实影响,并且忽视了法治水平这一影响FTA实施效果的关键因素所发挥的作用,从而难以为如何采取针对性强的策略推动中国与沿线伙伴国签署FTA及其双边贸易等问题提供参考依据。
(二)理论假说
1.FTA与双边贸易
随着“一带一路”倡议的深入推进,与沿线伙伴国进行更开放的贸易合作已经成为中国对外开放的重要目标。与沿线伙伴国签署FTA可以通过贸易便利化、贸易创造效应、贸易转移效应等渠道促进中国与这些国家的双边贸易。其一,根据中国自由贸易区服务网,与中国签署的FTA大多在建立清晰的贸易规则、避免不合理歧视等方面提高了贸易便利化,从而有利于促进双边贸易规模的扩大。其二,对于与中国签署FTA的沿线伙伴国而言,FTA的签署将使得其与中国的贸易享受更多的优惠条款,如更低的关税税率、更少的贸易壁垒、更低的贸易成本等,从而通过贸易创造效应促进双边贸易规模的扩大。其三,对于与中国未签署FTA的国家而言,与中国签署FTA的沿线伙伴国因FTA而带来的优惠条款使其贸易竞争力变强,从而侵蚀那些与中国未签署FTA的国家中不再具有更强竞争力的贸易份额,即通过贸易转移效应促进中国与“一带一路”沿线FTA伙伴国之间的双边贸易。鉴于此,本文提出如下研究假说:
H1:FTA能够显著促进沿线伙伴国之间的双边贸易。
2.FTA、法治水平与双边贸易
由于FTA本质上是协议签署双方通过约定条款促进双边贸易,因此对于协定条款的履行力度和效率直接关系着FTA对双边贸易的真实促进效果。一般而言,沿线伙伴国法治水平越高,其契约精神越强,对协定条款的执行力度往往越强,执行效率往往越高,从而对双边贸易的促进作用可能越大;反之,沿线伙伴国法治水平越低,其契约精神越弱,对协定条款的执行力度和执行效率往往越低,从而对双边贸易的促进作用越小。基于此,本文提出如下研究假说:
H2:与法治水平较低的沿线伙伴国相比,FTA对于双边贸易的促进作用在法治水平较高的沿线伙伴国中更大。
3.不同法治水平下FTA对双边贸易的影响机制
由于国际市场主要由市场供给方、市场需求方以及供需交易三方面构成,因此FTA对中国与沿线伙伴国双边贸易的影响可以从需求侧、供给侧和供需交易三个环节来进行阐述。具体而言,本文以经济规模反映需求侧机制,以技术创新反映供给侧机制,以外汇储备和贸易成本反映供需交易机制。
(1)需求侧机制分析:经济规模。FTA的签署可以通过扩大经济规模而促进双边贸易扩大。一方面,FTA的签署能够优化协定覆盖区域内要素资源配置,提高经济活动效率,进而促进经济规模扩大[13];另一方面,经济规模越大,消费需求越倾向于多样化、个性化,从而促使对外贸易需求扩大[14]。由于良好的法治环境是促进协定沿线伙伴国之间双边贸易规模扩大的重要保障[15],因此不同法治水平下FTA通过经济规模这一机制对双边贸易可能会产生不同的影响。一般而言,法治水平越高,越有利于双边贸易规模的扩大。
(2)供给侧机制分析:技术创新。FTA的签署可以通过促进沿线伙伴国的技术创新而带动双边贸易发展[16-17]。据中国自由贸易区服务网数据显示,与中国已经签署的FTA中大多明确规定了与技术创新相关的条款。该条款的规定会促使签署国双方更加重视技术创新。根据毛其淋等[18]的研究,技术创新的提高不仅可以强化本国出口优势,同时能够使得进口国获得技术溢出效应,进而扩大双边贸易规模。相对于法治水平较低的沿线伙伴国而言,法治水平较高的沿线伙伴国往往拥有较为完善的知识产权法律,能够更好地激励技术创新,从而对双边贸易的促进作用会更大。
(3)供需交易的机制分析:外汇储备、贸易成本。其一,FTA的签署可以通过提升外汇储备而促进双边贸易。FTA的签署促使双方国家直接提高对沿线伙伴国的外汇需求与外汇供给,进而提高双方国家的外汇储备。根据王三兴[19]的研究,外汇储备越大越有利于双边贸易的扩大。与法治水平较低的国家相比,法治水平较高的国家往往需要更多的外汇储备[20]。可见,FTA的签署通过提升外汇储备对双边贸易的促进作用在较高法治水平沿线伙伴国中更大。其二,FTA的签署可以通过贸易成本影响双边贸易。一方面,减少关税和非关税壁垒是FTA的核心内容,而贸易成本的大小表现为关税与非关税壁垒的大小,因而FTA的签署可以降低双边贸易成本[21];另一方面,贸易成本是影响国际贸易产生的重要因素,越低的贸易成本往往使得对外贸易成交额越大[22]。与法治水平较低的国家相比,较高法治水平沿线伙伴国对于FTA关税和非关税条款的执行能力可能更好,能更严格地按照协定条款减少关税和非关税壁垒以降低贸易成本,从而对双边贸易的促进作用更大。
基于此,本文提出如下假说:
H3a:与法治水平较低的沿线伙伴国相比,FTA通过扩大经济规模对双边贸易的促进作用在法治水平较高沿线伙伴国中更大。
H3b:与法治水平较低的沿线伙伴国相比,FTA通过提高技术创新对双边贸易的促进作用在法治水平较高沿线伙伴国中更大。
H3c:与法治水平较低的沿线伙伴国相比,FTA通过增加外汇储备对双边贸易的促进作用在法治水平较高沿线伙伴国中更大。
H3d:与法治水平较低的沿线伙伴国相比,FTA通过降低贸易成本对双边贸易的促进作用在法治水平较高沿线伙伴国中更大。
(一)模型构建
本文构建如下双重差分模型评估FTA的签署对中国与沿线伙伴国的双边贸易效应:
Yit=α+βdidit+δXit×T+ηi+λt+εit
(1)
其中,i和t分别表示国家和年份;被解释变量Yit表征沿线国家的双边贸易额;didit为核心解释变量,表征沿线伙伴国FTA签署的状况;Xit表示一系列控制变量,包括汇率变动、地理距离、贸易潜力、政府治理质量和语言相似度,T为时间趋势一阶项;ηi表示国家个体效应,λt表示时间效应,εit表示随机干扰项。
(二)数据说明
被解释变量:双边贸易额(Yit)。借鉴胡再勇等[11]通过区域内双边贸易额来衡量双边贸易效应的思路,本文以域内双边贸易额来考察FTA的签署对中国与沿线伙伴国双边贸易的影响。相关原始数据来源于国际货币基金组织(IMF)数据库。
核心解释变量:FTA签署与时间的交互项(didit)。参考郭俊杰等[23]的思路,本文根据表1各FTA的签署情况采用如下赋值方法:对于已经与中国签署FTA的沿线伙伴国,签署时间发生在当年6月之前则该年份及以后年份的交互项取值为1,签署时间发生在当年6月之后则认为是下一年以及以后年份的交互项取值为1;而其他情形交互项均取值为0。关于FTA签署情况的数据来源于自由贸易区服务网站。
表1 中国与沿线伙伴国签署FTA情况
控制变量。结合已有文献并考虑到数据的可获得性,本文选取如下控制变量。第一,汇率变动(rat)。汇率的变动是影响双边贸易的重要因素。一般而言,本币升值,有利于国外产品输入,不利于本国产品输出;相反,本币贬值有利于本国产品输出,不利于国外产品输入。本文采用人民币兑其他货币的平均汇率来衡量汇率变动,其原始数据来源于国际货币基金组织(IMF)数据库。第二,地理距离(dis)。地理距离是影响运输成本的关键因素。通常,地理距离越大意味着运输成本越大,不利于双边贸易。本文以中国首都与沿线各国首都之间的距离来衡量地理距离,其原始数据来源于法国国际经济研究中心(CEPII)数据库。第三,贸易潜力(dpg)。贸易潜力的大小直接影响着双边贸易。本文采用各国经济增长率代替贸易潜力,其原始数据来源于国际货币基金组织(IMF)数据库。贸易双方的经济增长率越高会带来越多的双边贸易。第四,政府治理质量(zhi)。政府治理质量高的国家通常拥有较为稳定的政治环境、较为成熟的交易市场;相反,政府治理质量低的国家存在暴动战乱的可能,其交易市场往往不尽完善。此外,一国企业在与政府治理质量低的国家进行贸易时需要花费更多的时间去搜寻当地市场和企业信息,增加了企业的信息成本,不利于双边贸易。本文以全球治理指数的算术平均值来衡量,其原始数据来源于全球治理指标(WGI)数据库。第五,语言相似度(cl)。李光勤等[24]研究发现,语言多样性会阻碍国家的对外开放,不利于贸易开展。贸易双方语言相似度越高,双方在进行贸易时沟通和洽谈越便利,其商务成本越低,进而促进双方进行贸易。相关原始数据来源于CEPII数据库。
截至2018年底,中国已与文莱、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、缅甸、菲律宾、泰国、越南、智利、巴基斯坦、新西兰、新加坡、秘鲁、哥斯达黎加、韩国、马尔代夫、格鲁吉亚、冰岛、瑞士、澳大利亚等21个国家签署FTA,其中18个国家为沿线伙伴国。鉴于马尔代夫和格鲁吉亚与中国签署FTA的时间较晚,本文选取16个沿线伙伴国作为处理组,具体见表1。
另外,截至2018年底,“一带一路”官网发布的沿线国家有122个,囿于数据的完整性和可获得性,本文最终获得了2000—2018年97个沿线伙伴国的面板数据,涉及16个与中国签署FTA的沿线伙伴国。各变量的描述性统计结果如表2所示。
表2 变量描述性统计结果
(一)特征事实分析
在进行实证检验之前,本文通过特征事实分析法来初步考察FTA对中国与沿线伙伴国双边贸易的影响。具体来说,本文将已经与中国签署FTA的16个国家单独展示,其余国家以对照组总体形式展示。中国与沿线伙伴国的双边贸易均值的变化趋势如图1所示。可以看出,除受2008年金融危机影响外,已经与中国签署FTA的沿线国家同中国的双边贸易额呈现出较为明显的增长趋势。
图1 FTA签署国与对照组双边贸易的变化趋势
(二)基准回归分析
基准回归结果如表3所示。其中,第(1)列为未考虑控制变量的初始回归结果。第(2)～(6)列依次逐步纳入其他控制变量。未加入控制变量时,本文所关注的核心交互项didit的估计系数显著为正;加入控制变量后,核心交互项的估计系数符号仍为正,且显著性水平不变。第(2)列中加入了汇率变动,结果显示汇率变动对双边贸易的影响显著为正。第(3)列在第(2)列的基础上加入了地理距离,发现该变量与被解释变量显著负相关,表明地理距离的增大抑制了双边贸易。第(4)列进一步加入了贸易潜力,发现贸易潜力会促进双边贸易。第(5)列在以上基础上加入了政府治理质量,发现其与双边贸易正相关。第(6)列中还加入了语言相似度,其估计系数显著为正,即语言相似度越高越有利于双边贸易增长。总体而言,在逐个加入其他控制变量的过程中,核心交互项的估计系数均显著为正。这表明FTA的签署促进了中国与沿线伙伴国的双边贸易,从而验证了假说H1。
表3 基准回归估计结果
(三)平行趋势检验及时间动态效应
借鉴Beck等[25]的做法,本文采用事件研究法考察平行趋势及时间动态效应,具体模型如下:
(2)
本文以首批FTA签署的时间为基期,对于FTA签署基期前第j年的处理组国家而言did-j取值为1,对于FTA签署基期后第j年的处理组国家而言didj取值为1;其他情形均取值为0。
平行趋势及时间动态效应检验的结果如图2所示。其中,每个βt的回归结果所对应的垂直虚线表示95%水平的置信区间。在FTA签署之前,交互项估计系数均不显著,即符合平行趋势假定;而在协议签署当年及之后的所有年份中,交互项估计系数均显著为正,表明FTA的签署显著地促进了沿线伙伴国与中国的双边贸易增长,且这一促进作用逐年增大。
图2 平行趋势假设检验及时间动态效应
(四)安慰剂检验
1.虚假设定政策时间
为检验双边贸易的增长源自双方FTA签署的可靠性,本文通过将沿线伙伴国FTA签署时间提前2年构建虚假政策时间进行反事实检验。若虚假设立FTA签署年份后实证结果中核心交互项估计系数仍然显著为正,则说明双边贸易的增长并不是由FTA的签署引起的,而是源自其他因素;若核心交互项的估计系数不显著,则说明双边贸易的增长源于FTA的签署。基于虚假设定政策时间的回归结果见表4第(1)列,核心交互项的估计系数不显著。
表4 安慰剂检验估计结果
2.虚假设定处理组
为进一步检验双边贸易的增长来自双方FTA的签署而非其他因素的影响,本文分别选取与处理组国家距离最近的沿线伙伴国作为虚假处理组,并以除真实处理组和虚假处理组之外的其他沿线国家作为新的对照组进行检验。若虚假设立FTA签署国家后核心交互项估计系数仍然显著为正,则说明双边贸易的增长并非源自这些国家同中国签署FTA,而是源自其他因素;若核心交互项的估计系数不显著,则说明双边贸易的增长源于这些国家同中国签署FTA。基于虚假处理组的回归结果见表4第(2)列,核心交互项的估计系数不显著。
3.随机抽样的安慰剂检验
为进一步检验FTA签署对中国与沿线伙伴国的双边贸易效应是否受到遗漏其他重要变量和潜在非可观测因素的影响,本文参考李卫兵等[26]的做法,采用随机抽样的方法进行安慰剂检验。首先,依据每个签署年份对应处理组国家的个数,逐年随机抽取同等数量的国家作为虚假处理组并将其余国家作为对照组;然后,将虚假处理组国家与协定签署年份相对应构造核心交互项;最后,基于基准模型式(1)进行估计。为保证抽样结果的可靠性,本文进行了1 000次的随机抽样,得到如图3所示的估计结果。图3展示了随机虚假设定FTA签署国家的核心交互项估计系数的概率分布。不难看出,基于随机抽样的核心交互项估计系数围绕0均匀分布,与基准回归核心交互项估计系数(0.479)存在较大差异,即通过了随机抽样的安慰剂检验。
图3 基于随机抽样的安慰剂检验
(五)工具变量
虽然前文可以很大程度上缓解遗漏变量等内生性问题,但仍然存在处理组样本选择非完全随机的可能。对此,本文采用工具变量法缓解内生性问题。考虑到中国与沿线各国签署FTA的最早时间是2003年,因此本文以2000年的双边贸易额这一历史变量来构建工具变量(iv)进行处理,其原始数据来源于国际货币基金组织(IMF)数据库。选择这一工具变量的合理之处在于:第一,相关性,历史年份的双边贸易额体现了双边贸易的紧密程度,而双边贸易紧密程度直接关系着双方是否签署FTA这一决策,从而满足相关性;第二,外生性,历史年份的双边贸易额并不会直接影响当期的双边贸易,即满足外生性。
表5第(1)列为以历史双边贸易额作为工具变量的第一阶段回归结果。首先,历史双边贸易额的估计系数显著为正,表明历史双边贸易额显著促进中国与沿线伙伴国FTA的签署,即满足相关性。其次,基于弱工具变量检验原理的F统计量大于临界值10,表明不存在弱工具变量问题。最后,基于不可识别检验的LM统计量为9.749,且在5%的水平上显著,从而拒绝不可识别的原假设。表5第(2)列报告了以历史双边贸易额作为工具变量的第二阶段回归结果,其核心交互项的估计系数显著为正。这表明在通过上述工具变量缓解处理组选择潜在非随机性这一内生性因素后,签署FTA仍然显著促进了中国与沿线伙伴国的双边贸易。
表5 工具变量检验估计结果
(六)其他稳健性检验
1.两期倍差法
由于中国与各沿线伙伴国签署FTA的时间不统一,因此前文采用的多期倍差法可能因潜在时间序列相关性而给估计结果带来偏误。为此,本文将全样本划分为FTA签署前和FTA签署后,并以各相关变量在这两个时期的均值来进行检验。两期倍差法对应的回归结果见表6第(1)列,核心交互项的系数显著为正。这与前文基准回归结果相符。
表6 稳健性检验估计结果
2.改变变量赋值
前文在定义核心交互项时,以协议签署时间在上半年定义为政策实施当年,而协议签署时间在下半年则将政策实施起始年份定义为下一年。为考察这一赋值方法是否会给估计结果带来偏误,本文采用不区分上下半年的方法,直接将签署当年定义为政策实施起始年份,得到表6第(2)列的估计结果,核心交互项的系数显著为正,即前文基准回归结果依然稳健。
3.控制变量滞后一期
为考察控制变量与被解释变量的潜在互为因果关系对基准回归结果的影响,本文将控制变量做滞后一期处理,并以其替换原有控制变量进行回归分析,得到表6第(3)列的回归结果。不难发现,核心交互项系数的符号和显著性水平与基准回归一致。这再次表明基准回归结果具有较好的稳健性。
4.控制变量时变效应
为考察控制变量的多阶时变效应对本文估计结果的潜在影响,本文在基准回归模型的基础上加入了控制变量与时间趋势2～3阶项的交乘进行回归,得到表6第(4)列的估计结果。不难发现,核心交互项的估计系数显著为正,即支持了前文基准回归。
(一)基于法治水平差异的异质性检验
根据各国法治水平划分,本文将沿线伙伴国的法治水平划分为较高法治水平和较低法治水平,具体做法如下:以2013年沿线伙伴国法治水平为依据,当某国法治水平数值超过2013年各国法治水平的中位数则定义该国为较高法治水平国家,否则定义为较低法治水平国家。表7第(1)列汇报了较高法治水平国家的估计结果,第(2)列汇报了较低法治水平国家的估计结果。结果显示:中国与高法治水平沿线伙伴国签署FTA对双边贸易的促进作用较大,而与低法治水平沿线伙伴国签署FTA对双边贸易的影响不明显,从而验证了假说H2。
表7 异质性检验估计结果
(二)基于异质性法治水平视角的作用机制检验
为进一步检验与需求侧、供给侧、供需交易相对应的经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本等四种作用机制如何影响FTA对中国与不同法治水平伙伴国间双边贸易的异质性影响,本文参考张国建等[27]的做法,构建如下中介效应模型来进行检验。
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为中介变量,包括经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本。经济规模以GDP总量来衡量,其原始数据来源于世界银行人类发展指标(WDI)数据库;技术创新以非居民专利申请表示,其原始数据来源为世界银行人类发展指标数据库;外汇储备以国际外汇储备衡量,其原始数据来源于全球创业观察(GEM)数据库;贸易成本以平均关税衡量,其原始数据来源于国际货币基金组织(IMF)数据库。根据中介效应原理,若式(4)中did的估计系数β1显著且式(5)中did的估计系数β2和M的估计系数ρ2均显著,则表明存在部分中介效应,其中介效应大小为β1ρ2;若式(4)中did的估计系数β1不显著,则表明中介效应不明显;若式(4)中did的估计系数β1显著,并且式(5)中did的估计系数β2显著、M的估计系数ρ2不显著,同样表明中介效应不明显。由此,根据法治水平异质性将样本划分为较高、较低法治水平国家,然后在两类样本中分别基于式(3)～(5)进行影响机制检验。
1.较高法治水平下影响机制检验
较高法治水平样本下式(3)的估计结果与表7异质性检验第(1)列对应,其交互项估计系数显著为正。表8第(1)～(4)列为基于式(4)且中介变量分别为经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本的估计结果。以经济规模、外汇储备和贸易成本为因变量时交互项的估计系数均通过了显著性检验,即在较高法治水平样本中FTA签署显著促进了经济规模的增大、外汇储备的增加和贸易成本的降低;以技术创新为因变量时交互项的估计系数不显著,其可能原因在于:较高法治水平国家往往对应经济发展水平较高的发达国家,拥有较为先进的技术水平,在双边贸易中获得的技术溢出效应较小,从而使得FTA的签署对其技术创新的作用不明显[18,28]。表8第(5)列为将所有中介机制同时放入中介效应检验的回归结果。交互项、经济规模和外汇储备的估计系数均显著为正,而贸易成本的估计系数显著为负。进一步根据中介效应检验原理可知,经济规模、外汇储备以及贸易成本表现为部分中介效应,而技术创新未表现出中介效应。这表明较高法治水平沿线伙伴国与中国签署FTA可以通过扩大经济规模、增加外汇储备和降低贸易成本而显著促进双边贸易,但未能通过促进技术创新而扩大双边贸易。
表8 较高法治水平样本下的影响机制检验结果
2.较低法治水平下影响机制检验
较低法治水平样本下式(3)的估计结果与表7异质性检验第(2)列对应,其交互项的估计系数不显著。表9第(1)～(4)列为基于式(4)且中介变量分别为经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本的估计结果。以经济规模和外汇储备为因变量时交互项的估计系数不显著,以技术创新和贸易成本为因变量时交互项的估计系数显著为负。表9第(5)列为将所有中介机制同时放入中介效应检验的回归结果。交互项的估计系数不显著,技术创新、外汇储备和贸易成本的估计系数不显著。结合中介效应原理,在较低法治水平沿线伙伴国,经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本均未表现出中介效应。这表明较低法治水平沿线伙伴国与中国签署FTA未能通过上述四个机制变量而影响双边贸易。
表9 较低法治水平样本下的影响机制检验结果
综上可知,FTA通过扩大经济规模、增加外汇储备、降低贸易成本对双边贸易的促进作用在较高法治水平沿线伙伴国中较为显著,而在较低法治水平沿线伙伴国中不显著,且未通过技术创新对中国与较高、较低法治水平伙沿线伴国的双边贸易产生显著影响,即假说H3a、H3c和H3d成立而假说H3b不成立。
本文运用双重差分模型就FTA签署对中国与沿线伙伴国之间双边贸易的真实影响、异质性效果及其作用机制进行实证研究。主要结论如下:(1)利用双重差分模型证实FTA的签署显著促进了中国与沿线伙伴国的双边贸易,且经过工具变量缓解样本选择的非随机性以及多维度稳健性检验后结论依然成立;(2)签署FTA对较高法治水平沿线伙伴国与中国进行双边贸易的促进作用更大;(3)FTA从需求侧、供给侧、供需交易三个方面通过经济规模、技术创新、外汇储备和贸易成本四种机制对较高、较低法治水平沿线伙伴国的双边贸易产生异质性影响,表现为FTA在高法治水平沿线伙伴国中主要通过扩大经济规模、增加外汇储备和降低贸易成本这三种机制对双边贸易产生促进作用,未能通过促进技术创新而促进双边贸易,而在低法治水平沿线伙伴国未通过这四种中介机制对双边贸易产生显著影响。
基于上述研究结果,本文得到如下政策建议和启示。(1)加大力度推进FTA在沿线伙伴国的提质扩容。首先,中国作为“一带一路”倡议的推动者,在与沿线伙伴国洽谈FTA的过程中可以将知识产权、争端解决和产品标准等有关技术创新的条款更好地纳入FTA谈判中,加强技术创新条款的约定和谈判,通过与沿线伙伴国开展技术合作,构建创新驱动的高质量FTA网络。其次,“一带一路”倡议提出以来,已有100多个国家加入倡议建设,但大多数国家仍未与中国签署FTA。为此,中国应借助“一带一路”倡议加强与沿线伙伴国之间的政策沟通,并就其二者之间的贸易合作与经济发展战略进行交流磋商,在保证FTA质量的同时,实现数量上的跨越式发展。(2)因地制宜地放宽对低法治水平沿线伙伴国的贸易优惠政策。实证分析结果显示:FTA的贸易效应对低法治水平沿线伙伴国效果不明显且未能通过降低贸易成本以促进FTA低法治水平沿线伙伴国的双边贸易。为此,中国在与低法治水平沿线伙伴国洽谈FTA时,可在FTA条款中进一步通过简化通关手续,放宽相关税收优惠措施降低贸易成本,并且强化法治条款约定,以更大力度促进双边贸易发展。
猜你喜欢伙伴国效应一带一路铀对大型溞的急性毒性效应核科学与工程(2021年4期)2022-01-12懒马效应今日农业(2020年19期)2020-12-14中国OFDI对贸易伙伴国服务业集聚的影响研究哈尔滨工业大学学报（社会科学版）(2020年1期)2020-01-09本财年内缅甸增加了10个新贸易伙伴国世界热带农业信息(2019年3期)2019-06-20应变效应及其应用中学物理·高中(2016年12期)2017-04-22