“一帶一路”倡議的貿易效應及其區域異質性

劉玉萍 郭郡郡

[摘?要]貿易暢通是“一帶一路”建設的重點內容，但由于貿易影響因素的復雜性，“一帶一路”倡議的貿易效應很少被定量評估。文章基于2003年至2018年中國與“一帶一路”沿線國家的季度進出口數據，采用給定有限信息面板數據下的“反事實”分析方法，實證評估了“一帶一路”倡議的貿易效應及其區域異質性。研究發現：整體而言，“一帶一路”倡議具有負的進口效應和正的出口效應;不同區域，“一帶一路”倡議對進（出）口的影響不僅大小不同，甚至方向相反;對外直接投資對進口的替代是導致出現負的進口效應的重要原因。根據實證結果，在深入推進“一帶一路”建設的過程中，應注重維護與沿線國家的貿易平衡，對不同區域采用有針對性的差異化貿易發展政策。

[關鍵詞]“一帶一路”倡議;貿易效應;面板“反事實”方法

[中圖分類號]F742[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）11-0051-12

一、引?言

自2013年9月和10月，習近平提出共建“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”（即“一帶一路”）的倡議以來，經過持續推進，“一帶一路”倡議目前已經成為廣受關注的國際公共產品。作為我國推動新一輪對外開放的重要舉措，“一帶一路”倡議旨在促進中國與沿線國家的共同發展，共享發展成果，“一帶一路”倡議以“政策溝通、設施聯通、貿易暢通、資金融通、民心相通”為合作重點，其中，貿易暢通在“一帶一路”建設中發揮了重要的引領作用，是“一帶一路”倡議得以順利實施的基礎和紐帶。截至2018年6月，根據海關總署和商務部的統計，中國已在“一帶一路”沿線國家建設境外經貿合作區82個，與“一帶一路”沿線國家貿易總額累計超過5萬億美元，且成為25個沿線國家最大的貿易伙伴①，在貿易保護主義和反全球化浪潮抬頭的形勢下，中國與“一帶一路”沿線國家貿易的增長成為全球貿易發展的新亮點。

那么，“一帶一路”倡議所釋放的制度紅利對貿易增長的貢獻究竟如何呢？根據國際貿易相關理論[1]，兩國貿易受諸多因素影響，且不同因素彼此交融，相互作用。顯然，“一帶一路”倡議發起之后中國與沿線國家貿易的增長也是多重因素共同作用的結果，這意味著，欲有效評估“一帶一路”倡議的貿易效應，所需面臨的主要挑戰在于：如何在不同因素中，盡可能分離出“一帶一路”倡議對貿易增長的“凈”效應。

不僅如此，區別于其它合作組織或機制，“一帶一路”倡議是一個多元開放包容的合作性倡議，主張采取靈活多樣的方式進行區域經濟合作。正是由于“一帶一路”倡議的靈活性，基于是否批準了與中國的雙邊合作協議或在“一帶一路”有節點，目前“一帶一路”倡議的參與國家已達103個②。這些國家在地理上橫貫歐亞大陸、西太平洋和印度洋，不僅經濟發展水平差異巨大，資源稟賦、政治制度和文化傳統各異，而且不同區域內的國家參與“一帶一路”建設的時間節點和參與程度也多有不同，這就使得，如果“一帶一路”倡議是中國與沿線國家貿易增長的致因，其政策效應應具有時變性和區域異質性，由此，當評估“一帶一路”倡議的貿易影響時，有必要進一步關注的問題是：“一帶一路”倡議的政策效應如何隨時間變化？對于不同區域，“一帶一路”倡議的貿易影響是否會有所不同？

針對上述問題，本研究擬采用Hsiao等（2012）提出的面板數據“反事實”方法（以下簡稱HCW方法），對“一帶一路”倡議的貿易效應進行實證評估[2]。HCW方法的基本思路是：如果實驗組（受政策影響）與控制組（不受政策影響）受到一系列共同外部因素的作用，則可以通過估計政策實施前實驗組與控制組間的相關性，擬合出政策實施后實驗組的“反事實”值，再用其與實驗組的實際值進行比較，“反事實”值對實際值的偏離，即為政策作用的效果[3]。通過全體樣本和特定區域樣本“反事實”值與實際值的比較，HCW方法不僅能對“一帶一路”倡議整體貿易效應進行評估，還可以進一步實現貿易影響時變趨勢和區域異質性的檢驗。

本文的邊際貢獻可能在于：①采用HCW方法對“一帶一路”倡議的貿易效應進行實證檢驗，豐富了有限信息面板數據下“反事實”方法在宏觀政策效應評估中的應用;②除關注“一帶一路”倡議的整體進（出）口效應，還進一步分析了貿易效應的時變趨勢和區域差異，檢驗了“一帶一路”倡議貿易效應的動態性和異質性，不僅在一定程度上有助于更全面理解“一帶一路”倡議背景下雙邊貿易的發展，還為“一帶一路”倡議推行中差異化雙邊貿易政策的實施提供了必要性和合理性依據;③從投資和貿易關系的角度對“一帶一路”倡議的進口負效應進行了解釋，為理解貿易政策和貿易發展的關系提供了新的視角。

筆者期待，本文的研究不僅能夠為準確客觀地評估“一帶一路”倡議的經濟和政治影響提供新的思路，還可為后繼差異化且靶向明確的貿易發展政策制定提供決策參考和科學建言。

二、文獻綜述

作為國家級頂層合作倡議，“一帶一路”倡議已成為當今全球范圍內最受歡迎的國際公共產品之一[4]，與“一帶一路”倡議的提出、推動和建設相呼應，學者們積極跟進并產出了大量與“一帶一路”倡議相關的研究成果。從內容上看，國內外學界有關“一帶一路”倡議的研究大體遵循了“動機·行為·影響”的實踐邏輯[5]，在實踐研究過程的不同階段，貿易均因其具有的特殊作用而受到了研究者們的關注：首先，從動機來看，“一帶一路”倡議是在國際上“反全球化”浪潮興起和國內產能結構性過剩的背景下提出的，強化國際經貿合作以體現中國的大國擔當[6-7]，以及推動中國企業和產品“走出去”以消化過剩產能[8]，被視為中國提出“一帶一路”倡議的重要初始動因;其次，就行為而言，“一帶一路”建設以“五通”為重點合作領域，貿易暢通不僅是“五通”的重要內容，也為政策、設施、資金、民心等領域的聯結提供支持和紐帶，清除貿易障礙[9]、激發貿易潛力、促進貿易發展[10]始終是“一帶一路”建設的不變主題。

在貿易發展動機和不同的對外貿易促進行為下，“一帶一路”倡議對貿易的影響自然也為各界所關注。研究表明，“一帶一路”倡議不僅在宏觀層面為全球貿易治理做出了貢獻[11]，還能夠有效提升中國制造業企業的國際化程度，從而對微觀企業產生積極影響[12]。隨著“一帶一路”建設的持續推進，中國與沿線國家基礎設施的互聯互通得以改善[13]，經貿合作水平得以提升[14]，產業投資布局得以拓展和優化[15]，由此帶來貿易便利化程度的提高，以及貿易效率和貿易潛力的提升，都將顯著地促進中國與沿線國家貿易的發展[16]。

為檢驗“一帶一路”倡議對貿易助推作用的大小，研究者進一步對“一帶一路”倡議的貿易影響進行了評估。有關“一帶一路”倡議貿易效應的實證研究多以拓展的引力模型為基本框架，采用雙重差分法以及面板固定效應作為模型設定和估計方法。根據引力模型[17]，距離和經濟發展水平均為兩國間貿易的重要影響因素，“一帶一路”沿線國家橫跨亞歐非，且不同國家發展水平各異，這意味著對于不同區域的國家，“一帶一路”倡議的貿易影響也將有所不同。事實上，基于不同“一帶一路”沿線國家（區域）的研究顯示，對于不同區域甚至不同國家，“一帶一路”倡議具有相對不同的影響，但在進行政策效應評估時，政策效應的異質性卻為大部分研究所忽略。此外，由于貿易受諸多因素影響，而“一帶一路”沿線多為發展中國家，相關統計數據并不健全，當采用雙重差分法基礎上的面板固定效應模型進行“一帶一路”倡議政策效應的評估時，很可能因數據不足、因果不明、遺漏變量等問題而導致估計結果出現偏差。在此情形下，HCW方法為給定有限信息面板數據下宏觀政策處理效應的識別提供了新的思路。

傳統上在宏觀經濟研究中，常用的政策評估方法有聯立方程模型、向量自回歸模型（VAR模型）和動態隨機一般均衡模型（DSGE模型），然而，這些方法固有的局限性在很大程度上限制了它們的廣泛使用。例如，聯立方程模型依賴于變量先驗的外生性和內生性假定;VAR模型不得不面對變量維數的限制和經濟機理解釋的困難;DSGE模型的有效性則仰仗于模型設定的可靠性和較強的計算機編程能力。近些年來，經濟學家開始借鑒微觀計量領域隨機受控實驗的思想，通過構建“反事實”框架來進行宏觀政策效應的評估，所涉方法主要有工具變量（Instrumental Variable，IV）、雙重差分（Differences-in-Differences，DID）、傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）以及斷點回歸（Regression Discontinuity，RD）等[18]。然而，這些評估方法要么需滿足較強的前提假設（如DID和PSM③），要么具有較高的數據（如PSM和RD）和變量（如IV）要求，這在一定程度上制約了它們在宏觀政策評估中的應用。

Hsiao等（2012）在給定有限信息面板數據的情況下，提出了一種新的方法來識別政策處理效應[2]。HCW方法認為，經濟系統的一些不可觀測的公共因子同時驅動著截面上實驗組個體和控制組個體的經濟運行，雖然它們的影響程度不同，但在截面上具有一定聯動性或相關性，故可基于政策發生前實驗組和控制組相關關系和政策發生后控制組的值，來預測政策發生后實驗組的“反事實”值，而政策發生后實驗組實際值與“反事實”值之差即可視為政策效應。HCW方法在一定程度上可克服宏觀政策效應評估中存在的因果關系不明確、理論建模復雜、遺漏變量、時間序列數據不足等困難，降低了變量選擇與估計方法對實證結果穩健性的干擾[19]，與被普遍使用的雙重差分法相比，HCW方法則放松了雙重差分估計所依賴的隨機性假設，即當控制了可觀察的協變量后，個體是否受到政策的影響是隨機的，除此之外，HCW方法還允許不同個體對政策的反應存在異質性。正因為其諸多優點，HCW方法一經提出，便在宏觀政策效應評估中得到了廣泛的應用。例如，使用HCW方法，Zhang等（2014）評估了美加自由貿易協定對加拿大經濟的影響[20];Ouyang和Peng（2015）評估了4萬億經濟刺激計劃對中國經濟的影響[21];Bai等（2014）評估了房產稅對房價的影響[22];邊文龍等（2017）評估了保險費率市場化對保費收入和賠付率的影響[23]等。

綜上，盡管已有大量文獻以中國與特定“一帶一路”沿線國家（區域）的經貿發展作為研究對象，且大多在理論分析和統計推斷中支持了“一帶一路”倡議對貿易的積極影響，但由于評估方法和數據的局限性，鮮見研究者對“一帶一路”倡議的貿易效應直接予以定量評估，更遑論政策效應異質性的檢驗了。相比其他政策效應評估方法，HCW方法具有信息使用較少，參數估計簡便，結果穩健性較好等優勢，借鑒HCW模型的“反事實”思想，為評估“一帶一路”倡議的貿易效應及其區域異質性提供了新的思路。

三、中國與“一帶一路”沿線國家的貿易：基本事實

近年來，隨著經濟的發展和對外開放程度的提高，我國對外貿易規模日益擴大，在此背景下，中國與“一帶一路”沿線國家的進出口貿易也得到了長足的發展④。圖1顯示，1998年到2017年間，中國與“一帶一路”沿線國家的進口貿易額由219億美元增長為4 548億美元，出口貿易額由238億美元增長為6 407億美元，除少數年份外，中國與“一帶一路”沿線國家的進（出）口額一直呈增長趨勢。事實上，不僅貿易額快速增長，同一時期中國與“一帶一路”沿線國家進出口額占中國對外貿易進出口總額的比例也一直處于穩定增長的進程之中。1998年，中國與“一帶一路”沿線國家的進出口額占中國對外貿易進出口總額的14.12%，到2017年，這一比例已增至26.67%，“一帶一路”沿線國家在中國進出口貿易中占據越來越重要的地位。如果從貿易差額看，2006以前，中國對“一帶一路”沿線國家處于貿易逆差狀態，但凈進口額多低于100億美元，從2006年開始，中國對“一帶一路”沿線國家開始進入貿易順差階段，此后貿易順差規模持續擴大，尤其是2013年之后，中國對“一帶一路”沿線國家的貿易順差突破1 000億美元，占中國貿易順差總額的比例達到40%左右，“一帶一路”沿線國家已成為中國貿易順差的主要來源國。

上述分析可知，隨著中國同“一帶一路”沿線國家貿易的增長，“一帶一路”沿線國家在我國對外貿易發展，尤其是貿易順差創造中正發揮著越來越重要的作用。那么，“一帶一路”倡議的發起，是否進一步夯實了中國與“一帶一路”沿線國家的貿易發展呢？如果將2013年習近平正式提出“一帶一路”作為該倡議的發端，圖1顯示，之后的2014年中國與“一帶一路”沿線國家的進出口總額有了顯著地增長，但在2015年和2016年卻又連續兩年下降，直到2017年才又重新增至2014年的水平。分進口和出口，2014年中國與“一帶一路”沿線國家進出口總額的增長大部分應歸因于出口的增長，進口額僅有溫和地增加。而2015年和2016年中國與“一帶一路”沿線國家進出口總額的下降則主要來自進口額的大幅下降，甚至到2017年，進口額仍比2014年少了近300億美元，而出口在2015年和2016年僅有溫和地減少。由于2013年之后，中國對外貿易進口和出口整體也處于先增長（2014年）后下降（2015年和2016年）再增長（2017年）的波動狀態，因此，不能判定2013年之后中國與“一帶一路”沿線國家進（出）口的波動是由于宏觀環境的影響還是來自“一帶一路”倡議的作用，但根據進口和出口差異巨大的波動幅度，卻不難推斷：如果“一帶一路”倡議對中國與“一帶一路”沿線國家的貿易發展產生影響，其對進口和出口的影響將會有所不同，其對出口的積極影響將更大。

從覆蓋范圍看，“一帶一路”建設橫跨亞歐非，不同國家與中國有著不同的地理距離和水陸交通連接。盡管所分析的“一帶一路”沿線國家多為發展中國家，但各國的經濟發展水平、資源稟賦、文化傳統，乃至與中國的經貿往來參差不齊。圖2顯示，如果按地理位置和經濟聯系將“一帶一路”沿線國家歸于不同的區域，以進出口總額表示的中國與不同區域的貿易強度差別甚大，不同區域國家進出口所占比重一直處于動態變化之中。其中，同中國貿易強度最高的為東盟10國，除2008年亞洲金融危機當年外，其余年份中國同東盟10國的貿易額一直占中國與“一帶一路”國家貿易總額的40%以上;除東盟10國外，中國同西亞18國也有較密切的經貿往來，貿易額占中國與“一帶一路”沿線國家貿易總額的份額常年在20%到30%之間波動;相對而言，南亞8國、中亞5國、獨聯體7國和中東歐16國同中國的貿易額較小，其進出口占中國與“一帶一路”沿線國家進出口總額的比例盡管持續變化，但歷年均低于15%。

值得注意的是，由于中國與不同區域“一帶一路”沿線國家貿易發展的動態性，不同區域貿易額所占相對份額也在不斷發生變化，尤其是2013年“一帶一路”倡議發起之后，中國與不同區域“一帶一路”國家貿易額所占比例甚至呈現出不同方向的變化。從圖2可以看出，2013年之后，中國與東盟10國的貿易額在“一帶一路”沿線國家中所占比重快速提高，短短4年（2014—2017年）即由42.65%上升至47.05%，而同期與西亞18國貿易額所占比重則由28.34%降為22.59%，類似的，南亞8國和獨聯體7國，中東歐16國和中亞5國，在2013年時分別占有相似的貿易份額，但在“一帶一路”倡議發起之后所占份額卻發生了不同方向的分離。從“一帶一路”倡議發起之后中國與不同區域貿易發展的相對變化，可以推斷：如果“一帶一路”倡議對中國與沿線國家的進（出）口產生影響，其對不同區域應具有異質性的貿易效應。

四、“一帶一路”倡議貿易效應的實證分析

（一）實證方法

當前，中國幾乎已與世界上所有國家開展了貿易往來，中國與特定國家的貿易除與某些特定因素有關外，也受一些公共因子（如資本、文化、技術等）的影響，盡管這些公共因子對中國與不同國家的貿易影響程度不一，但這些公共因子的存在也使得中國與世界各國的貿易具有了相關性。假定y0it是“一帶一路”倡議實施前中國對i國在t年的貿易額，其生成過程的因子模型可表述為：

（二）“一帶一路”倡議的進出口效應

為采用上述HCW方法評估“一帶一路”倡議的貿易效應，筆者收集了中國與“一帶一路”沿線國家以及主要貿易伙伴國（地區）2003年至2018年的季度進出口數據，數據主要源自國家統計局和中經網統計數據庫，所有數據均以2003年為基期根據價格指數進行了調整，且為保持數據的平穩性，對調整后的數據進行了對數處理。

雖然“一帶一路”是一個開放的國際合作倡議，“一帶一路”建設的參與國之間并無固定的合作模式，但在實際推行過程中，中國與沿線國家陸續簽定了共建“一帶一路”合作的文件，中國與“一帶一路”沿線國家的貿易發展勢必受到這些政策文件的影響。根據HCW方法，這些受政策影響的國家為實驗組國家，包括所有“一帶一路”沿線國家⑤。此外，為后繼進行貿易效應的區域異質性檢驗，實驗組國家還進一步按地域屬性被劃分為六大區域板塊，分別為東盟10國、西亞17國、南亞7國、中亞5國、獨聯體7國和中東歐14國。

采用HCW方法，控制組國家（地區）的選擇需滿足兩個條件：一是中國與控制組國家（地區）的國際貿易與“一帶一路”沿線國家緊密相關，因而二者可受某些共同因子的影響;二是中國與控制組國家（地區）的國際貿易必須外生于“一帶一路”倡議，換句話說，“一帶一路”倡議發起后，中國與“一帶一路”沿線國家的國際貿易對控制組國家（地區）沒有影響。為此，首先，在非“一帶一路”沿線國家（地區）中選取了樣本期間與中國季均進出口總額超過500億元的國家（地區），這些國家（地區）與中國有較為穩定的貿易往來，可較大程度上消除“劇烈波動”的不利影響，且與“一帶一路”沿線國家一道，它們與中國的國際貿易均受中國經濟發展狀況，外向型政策、匯率、貿易條件等共同因子的影響。其次，“一帶一路”倡議發起后，中國與“一帶一路”沿線國家貿易的擴張可能對非“一帶一路”沿線國家（地區）產生“擠出”，從而使中國與這些國家（地區）的國際貿易缺乏外生性，為盡可能減少此“擠出”效應的影響，進一步在控制組備選國家（地區）中刪除了發展中國家⑥。除此之外，為保證控制組國家（地區）能夠更好地對實驗組國家進行擬合，將中國與“一帶一路”沿線國家的進出口與余下的控制組備選國家（地區）的進出口逐一進行單變量回歸，并以5%的顯著性水平為標準排除回歸結果不顯著的國家。經上述處理之后，最終，共得到11個滿足條件的非“一帶一路”沿線國家（地區）作為最終的控制組備選國家（地區）。實驗組和控制組國家（地區）分布如表1所示。

2013年9月和10月，習近平分別提出建設“新絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”的構想，“一帶一路”倡議自此而始，因此，從2013年第4季度起“一帶一路”相關政策開始發揮作用。在“一帶一路”倡議發起之前，中國與“一帶一路”沿線國家的貿易和中國與控制組國家（地區）的貿易因同時受公因子的影響而具備相關性，此時，可根據二者的相關性用控制組國家（地區）的貿易對“一帶一路”沿線國家的貿易進行擬合。參照邊文龍等（2017）的做法，進行擬合的最優控制組國家（地區）的選取過程分為兩步[23]：首先，從11個控制組備選國家（地區）中，依次隨機選取n（n=1，…，11）個國家（地區）與“一帶一路”沿線國家（區域）的進出口進行回歸，樣本區間為2003年第1季度到2013年第3季度，分別選取R2最大的控制組國家（地區）組合共11種⑦;其次，基于AIC信息準則，從上述11種組合中選取最小的AIC對應的組合作為最終的擬合國家（地區）。最優控制組國家（地區）組合對“一帶一路”沿線國家進口和出口的擬合結果如表2所示。

表2顯示，由上述步驟進行最優控制組國家（地區）的選擇后，中國與“一帶一路”沿線國家進口和出口的擬合分別包含了不同的國家（地區）組合，且不同國家（地區）的權重各異。進口和出口擬合方程的R2值均大于0.9，體現出較高的擬合優度，表明所選最優控制組國家（地區）能夠很好的擬合中國與“一帶一路”沿線國家的進（出）口，可據此擬合出2013年第4季度之后中國與“一帶一路”沿線國家進（出）口的“反事實”走勢。利用最優控制組回歸方程得出的參數估計值，擬合了中國與“一帶一路”沿線國家進（出）口的“反事實”值，樣本期間進口和出口的實際值和“反事實”擬合值如圖3所示。

從圖3不難看出，在“一帶一路”倡議發起前的時間段（2003q1至2013q3），中國與“一帶一路”沿線國家進（出）口的實際值和擬合值非常接近，重要拐點處也得到很好的擬合，說明基于最優控制組國家（地區）的回歸方程對“一帶一路”沿線國家進（出）口的擬合程度非常高，用其來刻畫“一帶一路”倡議發起之后進（出）口的“反事實”值是可信的。

“一帶一路”倡議發起后（2013q4之后），進口與出口的實際值和擬合值發生了不同方向的分離，其中，進口的實際值幾乎均在擬合值的下方，出口則正好相反。此結果表明，如果沒有“一帶一路”政策的影響，中國與“一帶一路”沿線國家的進口將比實際值更高，而出口將比實際值更低，即“一帶一路”倡議引發了負的進口效應和正的出口效應，此結果也印證了圖1統計分析所得推斷，即“一帶一路”倡議對出口具有更積極的影響。

進一步的，通過各季度實際值和“反事實”擬合值之間的差異，可估算出“一帶一路”倡議在不同季度的處理效應，結果列示于表3。表3處理效應值的計算結果顯示，“一帶一路”倡議發起后，進口的處理效應值（2018q4除外）基本為負，出口的處理效應值均為正，且出口處理效應的絕對值大多大于進口，這意味著“一帶一路”倡議不僅具有負的進口效應，正的出口效應，還具有正的進出口總效應，從進出口的角度看，“一帶一路”倡議發起后，中國與沿線國家的貿易往來得以增強。不僅如此，從處理效應值的時序變化來看，2013q4之后，負的進口處理效應值先增大，到2015q4左右達到最大，此后逐漸減小，乃至2018q4逆轉為正。而正的出口處理效應值持續增長至2015q2之后，繼續保持了穩定且較高的正數值。這表明“一帶一路”倡議對進口和出口的影響隨時間顯現出不同的變化趨勢，負的進口貿易效應先增后減，而正的出口貿易效應快速增長后保持穩定，且出口正效應的持續時間比進口負效應更長。在進口效應和出口效應不同的時變趨勢下，“一帶一路”倡議對貿易差額的影響呈倒“U”型變化，2015年和2016年，即“一帶一路”倡議發起后兩年左右，其對中國與沿線國家貿易順差的貢獻達到最大。

（三）“一帶一路”倡議貿易效應的區域異質性

理論上，多種因素可能導致“一帶一路”倡議的貿易效應表現出區域異質性：首先，“一帶一路”沿線國家的經濟發展水平，制度文化傳統和資源稟賦條件等參差不齊，中國與不同“一帶一路”沿線國家政治互信和貿易發展的基礎也存在差異，這就使得各國響應“一帶一路”倡議的意愿，能力和強度各不相同，從而可能導致“一帶一路”相關政策不同的作用效果;其次，“一帶一路”倡議的政策體系主要由中國與不同“一帶一路”沿線國家的雙邊合作協議所構建，合作的內容側重和協議的簽署時間不盡相同，不同政策的不同影響以及作用發揮的先后差異自然也會導致“一帶一路”倡議貿易效應的區域差異;第三，雖然中國的貿易能力一直在擴張，但貿易資源畢竟有限，尤其是“一帶一路”沿線大部分為發展中國家，這些國家具有類似的貿易比較優勢，國與國之間本身即存在較強的貿易競爭，這意味著中國與不同“一帶一路”沿線國家的貿易也存在一定程度上此消彼長的關系，對一國貿易的增長可能擠占用于其他國家的貿易資源，從而導致對貿易的差異性影響。

為檢驗“一帶一路”倡議進（出）口效應的區域異質性，采用上述HCW的方法，圖4和圖5進一步展示了“一帶一路”倡議發起前后不同區域“一帶一路”沿線國家進（出）口的實際值和擬合值。

圖4分區域進口實際值和擬合值的估計結果顯示，對于不同區域的國家，“一帶一路”倡議的進口效應不僅大小不同，甚至方向相異，表現出明顯的進口效應的區域異質性。從實際值和擬合值的相對位置看，2013年第3季度“一帶一路”倡議發起之后，西亞17國、南亞7國和中亞[HJ2mm]5國進口的實際值相對于擬合值均發生了明顯的偏離，且實際值基本位于擬合值的下方，表明“一帶一路”倡議對中國與這三個區域的進口產生了顯著的負向影響。根據偏離程度和時變趨勢判斷，“一帶一路”倡議對進口的平均影響強度最高的為南亞7國，接下來依次為中亞5國和西亞17國，且負的進口效應具有與整體進口類似的方向和趨勢，均為先擴大后縮小，甚至最終顯出逆轉之勢（如中亞5國）。與它們相比，“一帶一路”倡議對中國與東盟10國、獨聯體7國和中東歐14國的進口影響較小，其中，對東盟10國和中東歐14國甚至顯現出雖然很小但是方向為正的進口效應。

與圖4類似，圖5不同區域出口實際值對擬合值的不同偏離同樣表明，“一帶一路”倡議的出口效應也表現出明顯的區域異質性。其中，“一帶一路”倡議對中國與東盟10國、南亞7國和中東歐14國的出口具有較顯著的正向影響，且正的出口效應具有與整體出口類似的方向和趨勢，即先增大，后在較高水平上保持穩定;西亞17國和獨聯體7國的實際值和擬合值在2013q3之后仍具有較大的同步性，意味著“一帶一路”倡議在這兩個區域的出口效應并不顯著;在大多數時期，中國與中亞5國的出口實際值位于擬合值之下，體現出該區域“一帶一路”倡議較小的出口負效應。

（四）穩健性檢驗

“一帶一路”倡議產生了顯著的進（出）口效應，但這種貿易效應是源自“一帶一路”倡議所釋放的制度紅利，還是一些其他政策或隨機性因素，仍需要進一步檢驗。為此，本文從三個角度進行了穩健性測試⑧：

安慰劑檢驗。隨機選擇“一帶一路”倡議發起之前的一個時點，如果在隨機的時點之后，進（出）口的實際值和擬合值也出現明顯分離，則表明本文的分析并不足以為“一帶一路”倡議的貿易效應提供支持。但是，當縮短了“一帶一路”倡議之前的時間段，假定的時點和2013q3之間進（出）口的實際值和擬合值的重合度仍然很高，明顯的分離還是出現于2013q3之后，由此表明進（出）口效應是由“一帶一路”倡議引發。

改變最優控制組國家（地區）。從兩個方面改變最優控制組國家（地區），一是擴大控制組國家（地區）的范圍，加入與中國具有較強貿易往來的其他非“一帶一路”沿線國家（地區）;二是將所有控制組國家（地區）均視為最優控制組國家（地區），進行擬合方程的回歸。結果顯示，在進入擬合方程的最優控制組擴大之后，擬合效果及實際值和擬合值的分離狀況并未發生顯著的改變，由此進一步證實了上述估計結果的穩健性。

不同最優模型選擇準則。前文采用R2和AIC準則相結合選擇最優控制組進行中國與“一帶一路”沿線國家進出口的擬合分析。此處，嘗試改變最優模型的選擇方法，一是采用R2和AICc準則、BIC準則相結合進行最優控制組的選擇;二是采用LASSO回歸來選擇最優擬合模型。結果證實，本文的估計結果依然穩健，“一帶一路”倡議對進（出）口產生了顯著的影響。

五、進一步的解釋：為何會出現負的進口效應

本文的實證研究顯示，“一帶一路”倡議引致了正的出口效應和負的進口效應。對于正的出口效應，似乎不難理解，“一帶一路”倡議不僅加深了中國與沿線國家的了解和互信[25]，且隨著“一帶一路”制度紅利的釋放，中國同“一帶一路”沿線國家的貿易便利化水平不斷提升，貿易潛力持續擴張，這些都將推動中國對“一帶一路”國家出口貿易的增長。

而之所以會出現負的進口效應，一個可能的解釋是，“一帶一路”倡議下中國對沿線國家的直接投資對進口產生了替代⑨。“一帶一路”倡議發起后，沿線國家的投資便利化程度得以改善，這極大地推動了中國對“一帶一路”沿線國家對外直接投資的增長[26]，統計顯示，2013年至2018年，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資超過900億美元，年均增長達5.2%，對外直接投資已成為中國與“一帶一路”沿線國家開展經貿合作的重要模式⑩。從區位選擇和產業布局看，自然資源和勞動力稟賦是中國企業在“一帶一路”沿線國家開展投資時的的重要考慮因素[27]，能源和勞動密集型產業一直是中國企業在“一帶一路”沿線國家投資的重點領域。與投資選擇類似，中國對“一帶一路”沿線國家的進口商品也主要集中于能源及勞動密集型產品[28]，其結果是，中國對這些領域投資的增加替代了對相關產品的進口，表現為“一帶一路”倡議發起后中國對沿線國家的進口反而有所下降。

為驗證上述解釋，以下基于2013—2017年中國與“一帶一路”沿線國家投資和貿易相關數據，采用加入了對外直接投資變量的貿易引力模型[29]，對中國向“一帶一路”沿線國家的直接投資與其進（出）口的關系進行了實證檢驗，實證模型的設定為：

式（3）中，Yjt表示t年中國對j國的進口或出口，gdpcit表示t年中國的gdp，gdpjt、pgdppjt、tariffjt、ofdijt分別表示t年j國的gdp、中國和j國人均gdp之比、j國平均關稅稅率、中國對j國直接投資存量，distcapj則為中國與j國首都之間的距離。具體實證結果如表4所示。

表4的回歸結果顯示，以進口為因變量，滯后一期的ofdi的系數估計值為負，且在1%的顯著性水平上顯著，但以出口為因變量，滯后一期的ofdi的系數估計值并不顯著。此結果表明，2013年“一帶一路”倡議發起之后，中國對沿線國家對外直接投資的增加對進口產生了替代性，而對出口并無替代性影響。由此也證實了上述解釋，即對外直接投資對進口的替代性是“一帶一路”倡議進口負效應的重要致因。

六、結論與政策啟示

在貿易保護主義上升、單邊主義抬頭的背景下，“一帶一路”倡議作為全球治理中國方案的重要內容，對推動全球經貿發展發揮了重要作用。隨著“一帶一路”建設的不斷深入，中國與沿線國家的合作意愿日益增強，合作領域不斷擴大，合作層次不斷提升，立足周邊、覆蓋“一帶一路”、面向全球的高標準自由貿易網絡正在加快形成。本研究基于中國與“一帶一路”沿線國家以及主要貿易伙伴國2003q1至2018q4的季度進（出）口數據，采用HCW的面板“反事實”方法，對“一帶一路”倡議的貿易效應及其區域異質性進行了實證評估，并進一步從投資與貿易關系的視角對負的進口效應進行了解釋。研究發現：

（1）整體而言，“一帶一路”倡議對中國與沿線國家的進口具有負向影響，出口具有正向影響，且隨著時間推移，負的進口效應先增大后減小，以致最終逆轉為正，而正的出口效應則快速增大后在較高水平上保持穩定。

（2）分區域看，“一帶一路”倡議在不同區域的進（出）口效應不僅大小不同，甚至方向相異，其中，主要對南亞7國、中亞5國和西亞17國有強度不一，顯著為負的進口效應，對東盟10國、南亞7國和中東歐14國則有不同強度的顯著為正的出口效應。

（3）采用附加對外直接投資變量的貿易引力模型的實證研究顯示，對外直接投資對中國與“一帶一路”沿線國家的進口產生了替代，但對出口并無顯著影響，“一帶一路”倡議發起之后中國對沿線國家對外直接投資大量增加所引發的替代效應，是導致負的進口效應出現的重要原因。

根據研究結果，由于具有負的進口效應和正的出口效應，“一帶一路”倡議發起后，中國對“一帶一路”沿線國家的貿易順差得以擴大，從而有助于國內過剩產能的消化。但是，也應該看到，如果長期保持大規模的貿易順差，勢必打擊周邊國家參與“一帶一路”建設的積極性。此外，不同區域“一帶一路”倡議貿易效應的顯著差異也表明，即便在“一帶一路”相關政策的積極推動下，我國與許多“一帶一路”沿線國家的貿易潛力仍未得到充分挖掘，雙邊貿易尚需進一步推進。因此，我國政府在推動“一帶一路”建設走實走深的過程中，應充分重視沿線國家的利益訴求，注意維護與沿線國家的貿易平衡，從而有效提高相關國家參與“一帶一路”建設的積極性，不斷擴大“一帶一路”的朋友圈。不僅如此，對于在既定“一帶一路”政策下貿易效應不顯著的國家或區域，應根據雙邊貿易發展狀況適時調整貿易合作領域、方式和內容，采用有針對性的貿易發展政策，以有效發揮“一帶一路”倡議下貿易便利化的積極影響。

最后，需要指出的是，本研究所使用的貿易數據截至2018年第4季度，距“一帶一路”倡議發起只有5年，這意味著本研究的評估結果僅適用于“一帶一路”倡議的短期政策效應，但即便如此，仍然發現了“一帶一路”倡議進口效應的逆轉。那么，隨著“一帶一路”建設的深入推進，其長期貿易影響變化趨勢如何，推動中國與“一帶一路”國家貿易持續良性發展的長效機制該如何構建，是研究者和政策制定者今后需要進一步關注的問題。

[注?釋]

①新華社新媒體，我國“一帶一路”貿易總額超5萬億美元，https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1610006497101396721&wfr=spider&for=pc，2018-08-28。

②北京日報客戶端，“一帶一路”5周年，已有103個國家和國際組織“進群”，https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1609943673323248388&wfr=spider&for=pc，2018-08-27。

③DID需滿足隨機性假設和共同趨勢假設，PSM需滿足CIA和共同支撐假設。

④作為一個開放的國際區域經濟合作網絡，“一帶一路”倡議并沒有明確的空間范圍設定。參照現有研究慣例（公丕萍等，2015;王豐龍等，2019），本文將研究范圍設定為包括64個“一帶一路”沿線國家，分別為：東盟10國（新加坡、馬來西亞、印度尼西亞、緬甸、泰國、老撾、柬埔寨、越南、文萊、菲律賓），西亞17國（伊朗、伊拉克、土耳其、敘利亞、約旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也門、阿曼、阿聯酋、卡塔爾、科威特、巴林、希臘、塞浦路斯），南亞8國（印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里蘭卡、馬爾代夫、尼泊爾、不丹），中亞5國（哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦），獨聯體7國（俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞、摩爾多瓦）中東歐16國（波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、黑山、塞爾維亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、馬其頓）和蒙古。

⑤此處，為盡可能保持數據的完整性，因不丹缺失數據較多，塞爾維亞和黑山在2006年獨立后才有單獨的統計數據，均從本文的實證研究樣本中刪除，剩余共包括60個“一帶一路”沿線國家為實驗組樣本國家。

⑥根據國際貿易的比較優勢理論，中國與不同國家的國際貿易由“比較優勢”決定，而“比較優勢”又與經濟發展水平、資源稟賦等密切相關，“一帶一路”沿線國家基本為發展中國家，中國與“一帶一路”沿線國家的國際貿易更有可能“擠出”中國與發展中控制組國家的國際貿易。

⑦例如，當n=1時，共有種回歸組合，選取其中R2的最大值所對應的組合;當n=2時，共有種回歸組合，選取其中R2的最大值所對應的組合;以此類推，得到入選的11種組合。

⑧限于篇幅，此處并不具體展現穩健性檢驗的具體結果，如有需要，可向作者索取。

⑨理論上，對外直接投資和進出口貿易既可能為替代關系，亦可能為互補關系，相關研究可參見李榮林（2002）、陳立敏（2010）。

⑩人民網-財經頻道，2013—2018年中國企業對“一帶一路”沿線國家直接投資超900億美元， http：//finance.people.com.cn/n1/2019/0422/c1004-31043343.html，2019-04-22.

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