增加值視角下的第三國貿(mào)易橋接效應*

張曉磊 楊繼軍

(南京財經(jīng)大學國際經(jīng)貿(mào)學院 江蘇南京 210023)

一、引 言

黨的二十大報告在“推進高水平對外開放” 部分指出，要“穩(wěn)步擴大規(guī)則、規(guī)制、管理、標準等制度型開放”，“加快建設(shè)貿(mào)易強國，推動共建‘一帶一路’ 高質(zhì)量發(fā)展”，“維護多元穩(wěn)定的國際經(jīng)濟格局和經(jīng)貿(mào)關(guān)系”，對我國新時期國際貿(mào)易發(fā)展具有重要指導意義。進入21 世紀以后，成員之間的經(jīng)濟發(fā)展水平與利益訴求差異過大，WTO 談判事實上已經(jīng)陷入僵局，雙邊和區(qū)域多邊PTA①為了保持表達簡潔，本文用PTA (Preferential Trade Agreement，特惠貿(mào)易協(xié)定) 泛指包括互惠貿(mào)易協(xié)定(Reciprocal Trade Agreement，RTA)、自由貿(mào)易協(xié)定(Free Trade Agreement，F(xiàn)TA)、自貿(mào)區(qū)(Free Trade Zone，F(xiàn)TZ)、關(guān)稅同盟(Customs Union，CU)、共同市場(Common Market，CM) 等在內(nèi)的，以削減國家(地區(qū)) 間貿(mào)易壁壘為目的的各種類型多邊、雙邊優(yōu)惠貿(mào)易制度安排，該定義方式也與DESTA 數(shù)據(jù)庫(https://www.designoftradeagreements.org) 中的定義方法保持一致。已然成為推動全球貿(mào)易自由化向更深層次前進的主要引擎(桑百川和王偉，2017)。截至2021 年底，全球共有355 個PTA 處于生效狀態(tài)，而在2000 年只有82 個；2021 年新增生效PTA 更是多達44 個，創(chuàng)下歷史新高。②因篇幅所限，此處省略了“1958—2021 年全球PTA 發(fā)展趨勢圖”，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。在此趨勢下，中國作為全球最大出口國和第二大進口國，近年來在引領(lǐng)和推動全球多邊和雙邊PTA 合作上愈發(fā)努力: 第一，在與周邊國家的PTA 合作上，中韓FTA 于2015 年底正式生效，中國—東盟自貿(mào)區(qū)升級議定書已于2019 年10 月對所有成員全面生效，《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定》 (Regional Comprehensive Ecoaomic Partnership，RCEP) 也已于2020 年11 月正式簽署，成為世界上覆蓋人口最多、經(jīng)貿(mào)規(guī)模最大、最具發(fā)展?jié)摿Φ膮^(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定；第二，在與發(fā)達經(jīng)濟體的PTA 合作上，中國已與瑞士、澳大利亞、新西蘭、新加坡、冰島、挪威等中小型發(fā)達經(jīng)濟體建立了FTA 合作關(guān)系，積累了與發(fā)達經(jīng)濟體開展FTA 合作的有益經(jīng)驗，并且得益于RCEP 的簽署，中國與日本也已建立了PTA 合作關(guān)系，這是中國與首個G7 國家之間的PTA 合作項目；第三，在與“一帶一路” 沿線發(fā)展中經(jīng)濟體的PTA 合作上，中國與印度、斯里蘭卡、孟加拉國、老撾、蒙古通過《亞太貿(mào)易協(xié)定》 建立了自由貿(mào)易合作關(guān)系，與格魯吉亞、馬爾代夫、柬埔寨已分別建立雙邊FTA 合作關(guān)系，與巴基斯坦FTA 第二階段議定書已于2019 年底生效，與海灣阿拉伯國家合作委員會(以下簡稱“海合會”)、斯里蘭卡的FTA 合作也正在談判之中。

雖然中國近年來在對外PTA 合作上取得了一系列突破，但仍存在兩個方面的短板:一是中國已簽訂的PTA 在質(zhì)量深度上仍處于中低水平，在貨物貿(mào)易零關(guān)稅覆蓋面、服務(wù)貿(mào)易和投資開放度、邊境后規(guī)則一致性、爭端解決機制等方面與《全面與進步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定》 (CPTPP)、《美墨加三國協(xié)議》 (USMCA) 等新興高水平PTA 仍存在較大差距(白潔和蘇慶義，2019；于鵬等，2021；伍穗龍和陳子雷，2021)；二是中國已經(jīng)發(fā)展的PTA 合作伙伴除韓國(中韓FTA)、日本(RCEP 成員) 和印度(《亞太貿(mào)易協(xié)定》 成員) 以外，基本都屬于中小型經(jīng)濟體，并且中日、中印之間的PTA 合作深度較低，而中國與北美和歐盟兩大主要貿(mào)易伙伴之間的PTA 合作關(guān)系短期內(nèi)仍難以建立，導致中國的大部分對外貿(mào)易都尚未被高水平PTA 覆蓋。

綜上，本文梳理了增加值貿(mào)易視角下第三國貿(mào)易橋接效應的理論機制，并探討了新形勢下我國利用此效應推進高水平對外開放，構(gòu)建高質(zhì)量PTA 合作網(wǎng)絡(luò)的可行策略。如圖1 所示，記增加值(VA) 來源國為s國、出口國為p國、進口國為c國。對于s國而言，當其無法與主要貿(mào)易伙伴c國直接建立PTA 合作關(guān)系時，可以通過深化與p國之間的PTA 合作關(guān)系，擴大s國和p國之間的貿(mào)易，并經(jīng)由p國向c國間接出口更多的增加值，從而提高c國對s國出口產(chǎn)能的依賴度；對于c國而言，其也可以通過深化與p國之間的PTA 合作關(guān)系，經(jīng)由p國進口更多來自s國的增加值，從而利用自己的消費市場規(guī)模優(yōu)勢提高s國對c國消費市場的依賴度。

圖1 貿(mào)易橋接效應示意圖

本文將如上所述的p國在s國和c國增加值貿(mào)易中發(fā)揮的橋梁性作用定義為貿(mào)易橋接效應，并基于64 個國家和地區(qū)2005—2015 年間的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，證實了增加值來源國(s) 或進口國(c) 與第三方出口國(p) 建立或深化PTA 合作確實能使p國在s國和c國之間發(fā)揮重要的貿(mào)易橋接作用。本文的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在兩個方面: 一是在理論上，本文拓展了傳統(tǒng)PTA 經(jīng)濟效果研究文獻的分析框架，在貿(mào)易創(chuàng)造效應和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應之外，創(chuàng)造性地提出了貿(mào)易橋接效應，在增加值貿(mào)易框架下為更加全面地評價PTA 的經(jīng)濟影響提供了一個新視角；二是在實踐上，本文發(fā)現(xiàn)的貿(mào)易橋接效應為中國在新時期打造面向全球的高標準自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)提供了新思路，當中國無法與目標貿(mào)易伙伴國直接建立PTA 關(guān)系時，可以通過與其他第三方國家開展PTA 合作的方式間接促進中國與目標貿(mào)易伙伴國之間的增加值貿(mào)易。

二、文獻綜述與理論假說

(一) 文獻綜述

PTA 作為一種能夠有效降低國家間貿(mào)易壁壘的制度安排，一直都是國際經(jīng)濟學界研究的熱點，與本文主題相關(guān)的文獻主要可以分為兩個大類。第一類文獻圍繞經(jīng)典主題“PTA 的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應” 展開，即PTA 如何影響成員方之間以及成員方與非成員方之間的貿(mào)易和福利。J.維納(J.Viner) 于1950 年出版的著作《關(guān)稅同盟問題》(The Customs Union Issue) 是該類文獻的先驅(qū)，其提出關(guān)稅同盟具有“貿(mào)易創(chuàng)造” 和“貿(mào)易轉(zhuǎn)移” 兩種效應，前者會通過降低同盟國家間的貿(mào)易成本創(chuàng)造本來不存在的貿(mào)易，而后者則是指關(guān)稅同盟的建立會形成對同盟外部其他國家的關(guān)稅歧視，將同盟國與外部國家間原本存在的貿(mào)易轉(zhuǎn)變成同盟國之間的貿(mào)易。Viner (1950) 的研究為后來關(guān)于各項具體PTA 經(jīng)濟效果的研究奠定了理論基石，不過該理論也引起了關(guān)稅同盟外部國家對PTA可能給其造成的貿(mào)易轉(zhuǎn)移福利損失的擔憂，直到Kemp 和Wan (1976) 證明了只要關(guān)稅同盟建立后同盟國對外部非同盟國家的關(guān)稅也做足夠幅度的下調(diào)，就可以使關(guān)稅同盟國和非同盟國的福利都不受損，即貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應是可控的。在此后，Baldwin (1997)、Panagariya 和Krishna (2002)、Egger 和Larch (2008)、Antras 和Foley (2009)、鄧慧慧和桑百川(2012)、吳小康和于津平(2021)、劉杜若和張明志(2022) 等諸多文獻對PTA 所產(chǎn)生的潛在貿(mào)易創(chuàng)造效應、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應以及福利分配效應進行了拓展研究，不過總體上都未跳出Viner (1950) 的分析框架，即PTA 的簽訂對成員之間有貿(mào)易創(chuàng)造效應，對非成員第三方只可能有貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。

綜上，以往關(guān)于PTA 的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應的研究文獻都是在總值貿(mào)易而不是增加值貿(mào)易的框架下展開分析的，即其假設(shè)p國對c國的出口都是p國自己生產(chǎn)的，不包含來自任何其他s國的增加值。在全球價值鏈分工模式主導國際貿(mào)易的當前，這種分析框架顯然不合時宜。本文認為，在增加值貿(mào)易框架下，p國對c國的出口中可能包含很大一部分來自s國的增加值，因此p國與c國簽訂PTA 在p國和c國間產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應也會外溢到s國，即s國會通過借由p國渠道向c國出口更多增加值的方式間接受益；類似地，若p國與s國簽訂PTA，對于c國而言，受p國和s國之間PTA 貿(mào)易創(chuàng)造效應的間接影響，其來自p國的進口中也必然會包含更多來自s國的增加值，s國會加深對c國消費市場的依賴，在絕大多數(shù)貨物和服務(wù)都處于供給過剩狀態(tài)的當下，這會讓c國在與s國的國際經(jīng)濟或政治合作上占據(jù)優(yōu)勢地位。因此，從文獻脈絡(luò)上來看，本文的貢獻在于從增加值貿(mào)易的視角拓展了傳統(tǒng)PTA 經(jīng)濟效果研究文獻的分析框架，在貿(mào)易創(chuàng)造效應和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應之外，創(chuàng)造性地提出了貿(mào)易橋接效應，為在全價值鏈貿(mào)易時代更加全面地評價PTA 的經(jīng)濟影響提供了一個新視角。

第二類文獻是近年來新興的關(guān)于PTA 質(zhì)量深度的研究。在20 世紀，PTA 主要聚焦于如何降低成員方之間貨物貿(mào)易的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘。進入21 世紀，隨著全球價值鏈分工模式下國際投資和服務(wù)貿(mào)易愈發(fā)興盛，PTA 的主要關(guān)注點開始向投資和服務(wù)貿(mào)易自由化、知識產(chǎn)權(quán)保護、邊境后規(guī)則一致性、爭端解決機制的效率性等諸多方面快速拓展，使得如何測度PTA 質(zhì)量深度成為新的研究熱點。比如，Horn 等(2010) 將已有的PTA深度條款分為WTO+和WTO-X 兩類，其中，WTO+條款是指PTA 成員承擔的承諾未超出WTO 的現(xiàn)行任務(wù)范圍，包括現(xiàn)有的WTO 規(guī)則、執(zhí)行標準、海關(guān)程序、原產(chǎn)地規(guī)則以及服務(wù)貿(mào)易等問題的承諾，共14 項子指標；而WTO-X 條款是指當前WTO 任務(wù)范圍未涵蓋的承諾，包括政治立場、資本流動、競爭、勞工和電子商務(wù)等方面，共38 項子指標；通過對不同PTA 按照是否涵蓋各項子指標內(nèi)容進行打分即可獲得PTA 深度質(zhì)量的評價數(shù)據(jù)。在此之后，Orefice 和Rocha (2014)、Dür 等(2014)、許亞云等(2020)、鐵瑛等(2021)、韓劍和許亞云(2021) 等都在該方向做出了重要的拓展性工作，他們提出的PTA 質(zhì)量深度評價方法和測算完成的數(shù)據(jù)庫，為后續(xù)學者開展PTA 質(zhì)量深化的相關(guān)研究奠定了重要的數(shù)據(jù)方法基礎(chǔ)。本文在測算PTA 質(zhì)量深度時沿用了Dür 等(2014) 的方法。該方法被伯爾尼大學(University of Bern) 的DESTA (The Design of Trade Agreements Project) 項目①DESTA 項目網(wǎng)址: https://www.designoftradeagreements.org/project-description/。采用，該項目監(jiān)測并公開了1948—2019 年間全球700余個PTA 的質(zhì)量深度信息，這些數(shù)據(jù)被國際學術(shù)界廣泛引用(Lim?o，2016)，更具權(quán)威性。

(二) 理論假說

如圖1 所示，增加值來源國s國、出口國p國和進口國c國之間存在增加值貿(mào)易關(guān)系，且s國與c國之間由于某種原因阻礙尚未開展PTA 合作，那么三個國家之間存在三種可能的PTA 合作情形。

情形一:s國與p國試圖建立或深化PTA 合作關(guān)系。將s國對p國的出口額記為EXPsp，并假設(shè)其中來自s國自身的增加值比重為λos，則s國對p國的增加值出口額可以寫成式(1):

其中，τsp為s國向p國出口的貿(mào)易制度成本，包括關(guān)稅及非關(guān)稅壁壘；f(·)為關(guān)于τsp的單調(diào)減函數(shù)，即雙邊出口貿(mào)易制度成本越低，雙邊貿(mào)易額越大。

p國進口s國的增加值VAsp可能有兩種用途: 一是供應p國自身消費，p國即價值鏈的終點；二是用作生產(chǎn)資料投資，成為p國對其他國家(比如c國) 出口的一部分。進一步假設(shè)VAsp中有λsp部分被p國再加工后出口到了進口國c國，則s國經(jīng)由p國被間接出口到c國的增加值VAsc可以寫為式(2):

由式(2) 可知，p國在s國和c國之間的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮了多大的貿(mào)易橋接作用，主要受三個變量的影響:λsp、λos和τsp。其中，λsp為p國進口s國增加值中被再加工后出口到c國的部分，其大小取決于p國在全球價值鏈分工網(wǎng)絡(luò)中扮演的角色，如果p國是具有較強貿(mào)易集散能力的經(jīng)濟大國(如中國、美國等)，則其會大量進口來自其他國家的增加值用于生產(chǎn)投資，并將其間接出口到其他國家，λsp就會較大；如果p國是原材料供應國、農(nóng)業(yè)國(如大多數(shù)OPEC 成員國、老撾等)，則其將進口增加值用于生產(chǎn)投資再出口的能力相對較差，λsp就會較小。類似地，λos為s國對p國出口額中包含的來自本國增加值的比重，其大小一方面取決于s國在全球價值鏈分工網(wǎng)絡(luò)中扮演的角色；另一方面則取決于s國與p國之間PTA 合作的深度，一般而言PTA合作深度越深，“原產(chǎn)地規(guī)則” 條款就會越嚴苛，即s國對p國的出口將被迫使用更多來自s國本國的增加值，否則將失去享受PTA 優(yōu)惠貿(mào)易政策的資格。τsp為s國與p國之間開展貿(mào)易的制度成本，該變量的大小受s國與p國之間貿(mào)易關(guān)系的直接影響，兩國之間的PTA 合作深度越深，τsp就越低。顯然，VAsc與λsp和λos的大小成正比，與τsp的大小成反比。

情形二:c國與p國試圖建立或深化PTA 合作關(guān)系。類似地，將p國向c國的出口額記為EXPpc，并假設(shè)其中來自s國的增加值比重為λspc，則s國經(jīng)由p國對c國的間接增加值出口額可以寫成式(3):

其中，τpc為p國向c國出口的國際貿(mào)易制度成本，g(·)為關(guān)于τpc的單調(diào)減函數(shù)。同理，由式(3) 可知，p國在s國和c國之間的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮了多大的貿(mào)易橋接作用，主要取決于兩個變量:λspc和τpc。其中，λspc的大小取決于p國在全球價值鏈分工網(wǎng)絡(luò)中扮演的角色，而τpc取決于p國與c國間的PTA 合作深度。

情形三:c國與p國以及s國與p國均試圖建立或深化PTA 合作關(guān)系。從增加值來源視角可將p國對c國的出口額EXPpc拆分為三個部分: 一是來自本國的增加值VApc，其占EXPpc的比重記為λopc；二是來自s國的進口增加值VAsc，其占EXPpc的比重記為λspc；三是來自除s國以外其他國家和地區(qū)的進口增加值，其占EXPpc的比重記為λipc。顯然，λopc+λspc+λipc＝1，且λopc、λspc和λipc的相對大小一方面取決于p國的全球價值鏈分工角色，另一方面則受p國與s國和c國簽訂的PTA 中“原產(chǎn)地規(guī)則” 條款的影響。將式(2) 代入式(3) 可得式(4):

結(jié)合前兩種情形的推論，由式(4) 可知，p國在s國和c國之間的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮了多大的貿(mào)易橋接作用，主要取決于五個變量:λspc、λsp、λos、τpc、τsp。顯然，當p國在全球價值鏈分工網(wǎng)絡(luò)中扮演的是重要的貿(mào)易集散樞紐大國角色時，λspc和λsp就會更大，p國在s國和c國的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮橋接作用的能力也更強①由λspc 的定義易知其定義域為[0，1]，由式(4) 可知，在λspc ∈[0，0.5]時，?VAsc/?λspc ＞0。顯然，對于絕大多數(shù)p 國而言，其對c 國的出口額中包含的來自單一s 國的增加值不太可能超過50%，即一般而言， λspc 越大， VAsc 就越大。；p國與s國和c國簽訂的PTA 合作深度越深，λos受“原產(chǎn)地規(guī)則” 約束就會越大②受限于實證數(shù)據(jù)質(zhì)量，本文尚無法區(qū)分λos 變量所代表的“原產(chǎn)地規(guī)則” 與τpc 和τsp 所代表的“國際貿(mào)易制度成本” 這兩種不同機制在貿(mào)易橋接效應中分別發(fā)揮了多大作用，因此暫將其統(tǒng)一歸納為“貿(mào)易制度成本下降” 這一種機制。這一方面是由于“原產(chǎn)地規(guī)則” 尚缺乏行之有效的統(tǒng)計方法；另一方面是由于“貿(mào)易制度成本” 是一個非常廣泛的概念，不宜使用“關(guān)稅” 進行簡單替代，本文使用FTA 條款深度指標對其進行近似測度，該變量必然包含了與“原產(chǎn)地規(guī)則” 高度共線的信息。，τpc和τsp所代表的國際貿(mào)易制度成本就會越低，這些都會導致p國在s國和c國的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮橋接作用的能力越強。

綜合以上三種情形，關(guān)于p國與s國(或c國) 建立或深化PTA 合作關(guān)系對s國和c國之間間接增加值貿(mào)易的橋接作用，本文提出以下假說以待檢驗。

理論假說1:p國與s國(或c國) 建立或深化PTA 合作會增加s國借由p國渠道對c國的間接增加值出口，即p國會在s國和c國之間發(fā)揮貿(mào)易橋接作用。

理論假說2:p國在s國對c國間接增加值出口貿(mào)易中發(fā)揮的貿(mào)易橋接作用可能來自國際貿(mào)易制度成本的下降，即s國(或c國) 與p國的PTA 合作深度越深(τsp或τpc越低)，貿(mào)易橋接作用越強。

理論假說3:p國在s國對c國間接增加值出口貿(mào)易中發(fā)揮的貿(mào)易橋接作用可能來自p國作為大國的貿(mào)易集散能力，即p國越是具有樞紐性地位的經(jīng)貿(mào)大國，其進口s國增加值再加工后出口到c國的能力就越強(λsp或λspc越大)，貿(mào)易橋接作用越強。

三、實證設(shè)計

(一) 模型設(shè)計和變量選擇

本文根據(jù)理論假說，并借鑒經(jīng)典的貿(mào)易引力模型，設(shè)計了計量模型式(5) 來檢驗s國或c國與p國建立或深化PTA 合作是否會使p國在s國和c國的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮貿(mào)易橋接作用。

在式(5) 中，下角標c、p、s、t分別表示進口國、出口國、增加值來源國和年份。被解釋變量lnVAcpst為t年c國從p國進口的s國增加值的自然對數(shù)。本文的核心解釋變量PTAdepthijt-1(其中ij∈(cp，ps))為t-1 年i國和j國間PTA 的深度指標，PTAdepthijt-1越大，代表i國和j國間的貿(mào)易制度成本(τij)越低，此處將該變量滯后一期納入計量模型是考慮PTA 對貿(mào)易的影響會存在一定的時間滯后，特別是當PTA 生效時間是在當年的年末時，其很難對當期的貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響。此外，為了排除c國和s國之間的PTA 合作也會影響被解釋變量，本文在對計量模型式(5) 進行回歸時僅使用了c國和s國之間不存在PTA 合作的樣本。Xit為i國t年的時變控制變量向量(其中i∈(c，s))，Zcs為描述進口國c國和增加值來源國s國之間關(guān)系特征的非時變控制變量向量。本文主要依據(jù)經(jīng)典的貿(mào)易引力模型相關(guān)文獻(Anderson，1979；Bergstrand，1985；Eaton 和Kortum，2002；傅帥雄和羅來軍，2017)，使用c國和s國t年GDP 的自然對數(shù)lnGDPct和lnGDPst作為Xit，使用c國和s國人口最多城市之間地理距離的自然對數(shù)lndistcs、c國和s國至少有9%人口使用同一種語言的虛擬變量comlangcs、c國和s國在第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束后(1945 年后)仍被某國共同殖民的虛擬變量comcolcs、c國和s國在第二次世界大戰(zhàn)結(jié)束后(1945 年后)仍存在殖民與被殖民關(guān)系的虛擬變量col45cs作為Zcs。μcps和ηt分別表示進口國c、出口國p、增加值來源國s三維固定效應和年份t固定效應，εcpst為隨機擾動項。

(二) 數(shù)據(jù)說明

本文在實證研究中使用了OECD TiVA 數(shù)據(jù)庫、DESTA 數(shù)據(jù)庫和CEPII 數(shù)據(jù)庫。OECD TiVA 數(shù)據(jù)庫中的IMGR_BSCI 指標提供了全球64 個主要國家和地區(qū)2005—2015 年間“進口國—出口國—增加值來源國” 三維增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，這為本文構(gòu)建被解釋變量lnVAcpst提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。①需要強調(diào)的是，OECD TiVA 數(shù)據(jù)庫中的IMGR_BSCI 指標存在進口國、出口國和增加值來源國中的兩個或三個國家相同的情況，例如進口國是中國、出口國和增加值來源國都是美國。由于本文研究的問題是出口國在進口國和增加值來源國中間的貿(mào)易橋接效應，因此在計量回歸分析中作了進口國、出口國和增加值來源國必須是三個不同的國家或地區(qū)的限制。DESTA 數(shù)據(jù)庫提供了全球雙邊和多邊PTA 的全部監(jiān)測數(shù)據(jù)，本文使用的PTA 深度指標PTAdepthijt(核心解釋變量) 和PTAraschijt(穩(wěn)健性檢驗替代變量) 均來自DESTA 數(shù)據(jù)庫，其中，PTAdepthijt變量為基于零關(guān)稅目標、標準協(xié)調(diào)、投資、服務(wù)貿(mào)易、政府采購、知識產(chǎn)權(quán)保護、競爭7 個PTA 深度虛擬變量的累加指數(shù)，若PTA文本在這7 個方面有實質(zhì)性規(guī)定條款，則相對應的虛擬變量取值1，否則取0，因此PTAdepth_dijt∈[0，7]；PTAraschijt變量則是基于Rasch 模型測度得出的一個連續(xù)變量，Rasch 模型假設(shè)所有與PTA 深度條款相關(guān)的子變量(服務(wù)貿(mào)易自由化、投資自由化、知識產(chǎn)權(quán)保護等共48 個) 都能捕獲PTA 深度變量中某一個維度的潛在信息，子變量之間的貢獻權(quán)重存在差異，在PTA 條款中出現(xiàn)頻率較少的子變量比較多的子變量對PTA 深度變量的貢獻權(quán)重更大(Dür 等，2014)。本文的控制變量數(shù)據(jù)全部來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。主要變量的描述性統(tǒng)計信息如表1 所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計表

四、實證結(jié)果與分析

(一) 基準回歸結(jié)果

表2 為基于計量模型式(5) 得出的基準回歸結(jié)果，被解釋變量lnVAcpst為t年c國從p國進口的s國增加值的自然對數(shù)。表2 中的第(1)—(2)列和第(4)—(5)列控制了進口國c國、出口國p國、增加值來源國s國和年份四維固定效應，第(3) 列和第(6) 列基于貿(mào)易引力模型引入了非時變控制變量lndistcs、comlangcs、comcolcs和col45cs，這導致其固定效應只能控制年份一個維度。從擬合優(yōu)度來看，控制四維固定效應的第(1)—(2)列和第(4)—(5)列調(diào)整的R2均在0.97 以上，而引入更多控制變量的第(3) 列和第(6) 列調(diào)整的R2則僅為0.38 左右，可見控制多維固定效應的擬合效果更好。從回歸系數(shù)來看，核心解釋變量PTAdepthcpt-1和PTAdepthpst-1的系數(shù)均顯著為正，表明進口國c國和出口國p國之間以及增加值來源國s國和出口國p國之間建立或深化PTA 合作，均能夠顯著增加s國借由p國渠道對c國的間接增加值出口，初步驗證了本文提出的理論假說1。本文將p國在c國和s國中間發(fā)揮的這種貿(mào)易中間商作用稱為貿(mào)易橋接效應，當進口國c國和增加值來源國s國無法直接建立或深化PTA 合作關(guān)系時，c國和s國分別與p國建立或深化PTA 合作同樣能夠有效增加c國和s國之間的間接增加值貿(mào)易，這種貿(mào)易橋接效應給各國開展PTA 合作提供了一個間接策略選項。

表2 PTA 合作深化對雙邊增加值貿(mào)易的影響結(jié)果

(二) 穩(wěn)健性檢驗①穩(wěn)健性檢驗中控制變量的回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

為保障回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，表3 使用基于Rasch 模型測度得出的PTAraschijt-1變量作為核心解釋變量PTAdepthijt-1的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。對比表2 和表3 的回歸結(jié)果可知，替代變量PTAraschcpt-1和PTAraschpst-1的系數(shù)依然顯著為正，替換PTA 深度的測度指標并不改變本文結(jié)論，可能存在的指標測度誤差問題對本文實證結(jié)論的穩(wěn)健性影響不大。

可能存在的雙向因果問題也可能會影響回歸系數(shù)估計的一致性。例如，PTA合作深化可能會促進雙邊增加值貿(mào)易額增長，但各國也可能會更傾向于與主要貿(mào)易伙伴開展或深化PTA合作。本文使用工具變量法來處理這些潛在問題，在工具變量選擇上，本文使用lndistcp和lndistcp分別作為PTAdepthcpt-1和PTAdepthpst-1的工具變量，好處在于: 一方面，lndistcp和lndistps為不隨時間變化的強外生地理距離變量，必然滿足工具變量外生性假設(shè)；另一方面，國家之間的PTA 合作一般都發(fā)生在地理鄰近國家之間(Baier 和Bergstrand，2004)，lndistcp和lndistps與PTAdepthcpt-1和PTAdepthpst-1必然高度相關(guān)，也滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)。不過，lndistcp和lndistps為非時變變量，使用該工具變量意味著僅能控制年份層面的固定效應。表4 是基于工具變量法得到的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果。由表4可知，使用工具變量法處理潛在的內(nèi)生性問題后，PTAdepthcpt-1和PTAdepthpst-1的系數(shù)依然顯著為正，控制變量的回歸結(jié)果也基本與表2 和表3 中的結(jié)論保持一致，表明本文的研究結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗: 基于替代變量的回歸結(jié)果

表4 穩(wěn)健性檢驗: 基于工具變量法的回歸結(jié)果

五、拓展分析

(一) 影響機制分析

前述實證結(jié)果表明進口國c國或增加值來源國s國與出口國p國建立或深化PTA 合作，可以使p國在c國和s國的間接增加值貿(mào)易中發(fā)揮貿(mào)易橋接作用，但其中具體的機制仍不能確定，本文認為這種貿(mào)易橋接效應可能來自以下兩個方面。

1.國際貿(mào)易制度成本下降

國家之間建立或深化PTA 合作可以有效降低國際貿(mào)易的制度成本，例如關(guān)稅下降、貨物通關(guān)便利性提升、環(huán)境勞工安全等方面標準的一致性提升、知識產(chǎn)權(quán)保護力度提升、服務(wù)貿(mào)易和國際投資便利化程度提升等，都顯然有利于雙邊增加值貿(mào)易額的增長。然而由于除關(guān)稅以外的其他貿(mào)易制度成本都難以定量測度，因此為了識別這一機制是否發(fā)揮了作用，本文分別利用“c國和s國是否是WTO 成員方” 以及“p國對外PTA 合作平均深度高或低” 兩種標準進行子樣本回歸對比分析，并通過對不同子樣本的回歸系數(shù)進行費舍爾置換檢驗(Fisher's Permutation Test)，來判斷不同子樣本的回歸系數(shù)是否存在顯著差異，這種方法可以間接證明貿(mào)易橋接效應是否來自國際貿(mào)易制度成本的下降。表5為貿(mào)易橋接效應是否來自國際貿(mào)易制度成本下降的影響機制檢驗結(jié)果。

一方面，如果PTA 合作確實可以有效降低國際貿(mào)易的制度成本，那么我們預期當c國、p國和s國都是WTO 成員方時，cp兩國和cs兩國之間建立或深化PTA 合作可以更加有效地促進c國自p國進口額中包含的s國增加值的增長。WTO 作為全球最大、最基礎(chǔ)性的多邊PTA 合作平臺，其構(gòu)建了現(xiàn)代國際貿(mào)易的基礎(chǔ)制度規(guī)則，非WTO 成員方在國內(nèi)經(jīng)貿(mào)、投資、標準和法律等制度方面與WTO 成員方必然存在較大差異，這會給成員方和非成員方之間的國際貿(mào)易增添額外的制度成本壁壘，所以如果c國、p國和s國都是WTO 成員方，p國應該會在c國和s國之間更好地發(fā)揮貿(mào)易橋接作用。表5 第(2) 列中PTAdepthcpt-1變量系數(shù)顯著為正，表明當s國、c國和p國都是WTO 成員方時，c國和p國建立或深化PTA 合作關(guān)系會使c國通過p國進口s國增加值顯著增長，然而表5 第(1) 列中PTAdepthcpt-1變量系數(shù)并不顯著，即當s國不是WTO 成員方時，c國和p國的PTA 合作深化并不能克服p國和s國之間的貿(mào)易制度成本，c國沒有通過p國進口更多來自s國的增加值。由表5 的第(3)、(4) 列回歸結(jié)果可知，無論c國是否為WTO 成員方，s國和p國建立或深化PTA 合作都會使s國通過p國向c國出口更多增加值，但費舍爾置換檢驗結(jié)果顯示第(4) 列中PTAdepthpst-1變量的系數(shù)要顯著大于第(3) 列，表明當c國是WTO 成員方時，p國在s國和c國的間接增加值貿(mào)易中會發(fā)揮更大的貿(mào)易橋接作用。

另一方面，如果PTA 合作確實可以有效降低國際貿(mào)易的制度成本，那么我們預期:當p國對所有s國的平均PTA 合作深度較高時，c國與p國建立或深化PTA 合作不僅可以降低c國直接進口p國增加值的貿(mào)易制度成本，還可以間接享用從p國的渠道以較低國際貿(mào)易制度成本間接進口s國增加值的好處，即p國在c國和s國之間發(fā)揮的貿(mào)易橋接作用應該較大。反之，當p國對所有s國的平均PTA 合作深度較低時，即使c國建立或深化其與p國之間的PTA 合作關(guān)系，也很難間接擴大其從p國渠道對s國增加值的間接進口，因為p國受其與s國間較高的國際貿(mào)易制度壁壘影響，本身就不會大量進口來自s國的增加值。類似地，站在s國的角度來看，當p國對所有c國的平均PTA 合作深度較高時，s國如果深化其與p國的PTA 合作關(guān)系，必然有利于其借由p國渠道向c國間接出口更多的增加值，反之則反是。

表5 第(6) 列中的PTAdepthcpt-1的系數(shù)顯著大于第(5) 列，表明當p國對所有s國的平均PTA 合作深度較高時，c國和p國建立或深化PTA 合作會使得c國通過p國進口更多的s國增加值，即p國的對外PTA 合作平均深度越高，其在c國和s國之間發(fā)揮的貿(mào)易橋接作用也就越大。由表5 的第(7) 列可知，PTAdepthpst-1系數(shù)顯著為負，即當p國對所有c國的平均PTA 合作深度較低時，s國和p國建立或深化PTA 合作反而使得s國通過p國對c國出口的增加值出現(xiàn)了減少，這可能是因為s國與p國的PTA 合作深化通過貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應擠出了一定量的c國與p國之間的貿(mào)易，導致c國自p國的進口減少；由表5 的第(8) 列可知，當p國對所有c國的平均PTA 合作深度較高時，s國和p國建立或深化PTA 合作關(guān)系會顯著促進s國通過p國向c國的間接增加值出口增長，即讓p國在c國和s國之間更好地發(fā)揮貿(mào)易橋接作用。

表5 影響機制檢驗: 國際貿(mào)易制度成本下降的回歸結(jié)果①在表5 的第(1)—(4)列中，各國是否為WTO 成員方的數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。在表5 的第(5)—(6)列中，本文以p 國t 年自s 國的進口貿(mào)易額占p 國總進口的份額(該數(shù)據(jù)根據(jù)CEPII 數(shù)據(jù)庫計算得出) 為權(quán)重，對p 國與s 國簽署的PTA 深度指標PTAdepthpst 進行加權(quán)求和，得到ΣsPTAdepthpt；再對ΣsPTAdepthpt 在年份維度進行匯總求和得到ΣtΣsPTAdepthp，記其中位數(shù)為 將的p 國定義為對外PTA 合作平均深度高的國家，反之則定義為對外PTA 合作平均深度低的國家；類似地，在表5 的第(7) — (8) 列中，本文以p 國t 年對c 國的出口貿(mào)易額占p 國總出口的份額為權(quán)重，對p 國與c 國簽署的PTA 深度指標PTAdepthcpt 進行加權(quán)求和，得到ΣcPTAdepthpt；再對ΣcPTAdepthpt 在年份維度進行匯總求和得到ΣtΣcPTAdepthp，記其中位數(shù)為 將的p 國定義為對外PTA 合作平均深度高的國家，反之則定義為對外PTA 合作平均深度低的國家。作者感謝審稿專家提出的該項建議。

表5 影響機制檢驗: 國際貿(mào)易制度成本下降的回歸結(jié)果①在表5 的第(1)—(4)列中，各國是否為WTO 成員方的數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。在表5 的第(5)—(6)列中，本文以p 國t 年自s 國的進口貿(mào)易額占p 國總進口的份額(該數(shù)據(jù)根據(jù)CEPII 數(shù)據(jù)庫計算得出) 為權(quán)重，對p 國與s 國簽署的PTA 深度指標PTAdepthpst 進行加權(quán)求和，得到ΣsPTAdepthpt；再對ΣsPTAdepthpt 在年份維度進行匯總求和得到ΣtΣsPTAdepthp，記其中位數(shù)為 將的p 國定義為對外PTA 合作平均深度高的國家，反之則定義為對外PTA 合作平均深度低的國家；類似地，在表5 的第(7) — (8) 列中，本文以p 國t 年對c 國的出口貿(mào)易額占p 國總出口的份額為權(quán)重，對p 國與c 國簽署的PTA 深度指標PTAdepthcpt 進行加權(quán)求和，得到ΣcPTAdepthpt；再對ΣcPTAdepthpt 在年份維度進行匯總求和得到ΣtΣcPTAdepthp，記其中位數(shù)為 將的p 國定義為對外PTA 合作平均深度高的國家，反之則定義為對外PTA 合作平均深度低的國家。作者感謝審稿專家提出的該項建議。

注: 同表2，所有回歸均控制了c 國+p 國+s 國+年份四維固定效應；當相鄰兩列核心解釋變量PTAdepthijt-1，ij∈(cp，ps)系數(shù)均顯著時，采用費舍爾置換檢驗測度其系數(shù)差是否顯著異于0，重復抽樣次數(shù)設(shè)定為200 次。

綜上可知，當c國、p國和s國均為WTO 成員方，或p國對外PTA 合作平均深度較高時，p國就能在c國和s國之間較好地發(fā)揮貿(mào)易橋接作用，國際貿(mào)易制度成本的下降確實是貿(mào)易橋接效應的一個重要來源，由此驗證理論假說2。

2.大國的貿(mào)易集散能力

在全球價值鏈分工模式下，經(jīng)濟大國和小國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中所占據(jù)的地位和發(fā)揮的作用存在明顯差異。隨著生產(chǎn)分工的日益細化，經(jīng)濟大國憑借其巨大的消費規(guī)模和產(chǎn)業(yè)鏈多元化優(yōu)勢，逐漸發(fā)展成為全球商品和服務(wù)的生產(chǎn)中心、消費中心和流通集散中心，幾乎很少有全球產(chǎn)業(yè)鏈能繞開關(guān)鍵大國獨立存在。例如，中國擁有全球規(guī)模最大、性價比最高的制造業(yè)產(chǎn)能和最多元化的產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)勢，這一優(yōu)勢促使其他國家將自己優(yōu)勢領(lǐng)域產(chǎn)出的原材料、中間品、機械設(shè)備、生產(chǎn)性服務(wù)等出口到中國，經(jīng)過進一步加工組裝后再出口到全球市場，這導致中國成為全球制造業(yè)價值鏈繞不開的核心樞紐型國家之一。與大國相比，在全球價值鏈分工模式下，經(jīng)濟小國的國際分工地位往往呈現(xiàn)高度專業(yè)化或低級化的特征，其或憑借獨特的礦產(chǎn)資源儲備、人力資源稟賦、地理區(qū)位優(yōu)勢等發(fā)展少數(shù)高附加值產(chǎn)業(yè)，成為中高收入國家；或憑借廉價的勞動力成本優(yōu)勢發(fā)展低端農(nóng)業(yè)和制造業(yè)，始終無法擺脫中低收入國家地位。綜上，對于增加值來源國s國而言，蘊含在其原材料、中間品、機械設(shè)備或生產(chǎn)性服務(wù)中的增加值如果被出口到了一個在全球經(jīng)濟和貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中無足輕重的小國，其出口的增加值很可能直接被用于當?shù)叵M，畢竟小國在全球貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中不具備樞紐地位；而如果s國將其增加值出口到了類似中國的全球經(jīng)濟和貿(mào)易樞紐型大國，則其增加值被再加工后轉(zhuǎn)出口到世界其他國家和地區(qū)的概率會更高，這就是大國獨有的貿(mào)易集散能力。因此，本文預期出口國p國與進口國c國或增加值來源國s國之間建立或深化PTA 合作存在的貿(mào)易橋接效應，可能有一部分是來自p國作為大國的貿(mào)易集散能力。對于c國和s國而言，盡管其與任何p國建立或深化PTA 合作都能降低其與p國間的貿(mào)易制度成本，但并不是其與所有p國建立或深化PTA合作都有同樣的貿(mào)易橋接效應，當p國是大國時這種貿(mào)易橋接效應可能會更強。

表6 為貿(mào)易橋接效應是否來自大國貿(mào)易集散能力的影響機制檢驗結(jié)果。表6 第(1)—(4)列使用p國在t年的進口貿(mào)易額和出口貿(mào)易額是否位居64 個樣本國家和地區(qū)的前32位來區(qū)分“進(出) 口大國和小國”①各國進出口數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。；第(5)—(8)列使用p國在t年的GDP 是否位居64 個樣本國家和地區(qū)的前32 位來區(qū)分“經(jīng)濟大國和小國”②GDP 數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫。；第(9)—(12)列使用p國在2005—2015 年的貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中心度來區(qū)分“中心大國和外圍小國”③本文參考馬述忠等(2016) 的思路計算了64 個樣本國家的國際貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)節(jié)點中心度，計算方法是:判斷p 國在t 年是否是其他i 國最大的進口和出口貿(mào)易伙伴國(進出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫)，如果是，給p 國累積1 分， p 國的積分越高表明其是越多i 國的最大貿(mào)易伙伴，在國際貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中越處于中心地位，判斷出口國p 國是否為中心大國的標準是其節(jié)點中心度指數(shù)是否超過了100。本文發(fā)現(xiàn)在2005—2015 年間，只有德國(573)、中國(466)、美國(409)、意大利(184)、法國(136)、日本(127) 與俄羅斯(125) 七國是國際貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)的“中心大國”，其他國家只能算作“外圍小國”。。采用三種方法區(qū)分大國和小國可以進一步增強回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

對比表6 第(1)、(2) 列的回歸結(jié)果，費舍爾置換檢驗結(jié)果顯示第(2) 列回歸結(jié)果中PTAdepthcpt-1的系數(shù)顯著大于第(1) 列，即如果p國是進口大國，c國和p國建立或深化PTA 合作可以更大幅度提升c國通過p國對s國增加值的進口。同理，對比表6第(3)、(4) 列可知，費舍爾置換檢驗結(jié)果顯示第4 列回歸結(jié)果中PTAdepthpst-1的系數(shù)顯著大于第(3) 列，即如果p國是出口大國，s國和p國建立或深化PTA合作可以更大幅度提升s國通過p國對c國增加值的出口。類似地，對比表6 第(5)、(6) 列的回歸結(jié)果可知，費舍爾置換檢驗結(jié)果顯示第(6) 列回歸結(jié)果中PTAdepthcpt-1的系數(shù)顯著大于第(5) 列，即如果p國是經(jīng)濟大國，c國和p國建立或深化PTA 合作可以更大幅度地提升c國通過p國對s國增加值的進口。對比表6 的第(7)、(8) 列可知，如果p國是經(jīng)濟大國，s國和p國建立或深化PTA 合作可以顯著提升s國通過p國對c國增加值的出口，PTAdepthpst-1系數(shù)顯著為正；而當p國是經(jīng)濟小國時，s國和p國建立或深化PTA 合作并不會顯著影響s國通過p國對c國增加值的出口，PTAdepthpst-1系數(shù)并不顯著。同理，由表6 的第(9)—(12)列回歸結(jié)果可知，如果p國是中心大國，c國(s國) 和p國建立或深化PTA 合作可以更大幅度地提升c國(s國) 通過p國對s國(c國) 增加值的進口(出口)，費舍爾置換檢驗結(jié)果顯示第(10) 列(第(12) 列) 回歸結(jié)果中PTAdepthcpt-1(PTAdepthpst-1)的系數(shù)顯著大于第(9) 列(第(11) 列)。

表6 影響機制檢驗: 大國貿(mào)易集散能力的回歸結(jié)果

綜上可知，當p國為大國時，c國或s國與p國建立或深化PTA 合作確實有更好的貿(mào)易橋接效應，可見大國的貿(mào)易集散能力確實是貿(mào)易橋接效應的一個重要來源，從而驗證理論假說3。

(二) 子樣本分析

1.中國與G7 國家的子樣本對比分析

前述結(jié)果表明對本文使用的OECD TiVA 數(shù)據(jù)庫中的64 個國家和地區(qū)樣本而言，進口國c國或增加值來源國s國與出口國p國建立或深化PTA 合作確實可以產(chǎn)生貿(mào)易橋接效應。但對具體的某個主要經(jīng)濟體而言，這種效應是否也存在呢? 本文在表7 中分別將進口國c國(表7 中的第(1)—(5)列) 和增加值來源國s國(表7 中的第(6)—(10)列)設(shè)定為中國和G7 成員國。這8 個國家代表了當前全球經(jīng)濟發(fā)展水平最高、最具國際貿(mào)易影響力的大國，本文擬分別研究其與出口國p國之間建立或深化FTA 合作是否也存在貿(mào)易橋接效應。

由表7 第(1)—(5)列的回歸結(jié)果可知，中日兩國作為進口國c國時PTAdepthcpt-1變量系數(shù)均不顯著，相比之下，對于G7 中的所有歐美發(fā)達國家而言，PTAdepthcpt-1變量系數(shù)均顯著為正，表明其與p國建立或深化PTA 合作可以顯著提升其通過p國對s國增加值的間接進口，第三國貿(mào)易橋接效應存在。類似地，由表7 第(6)—(10)列的回歸結(jié)果可知，中國和日本作為增加值來源國s國時，與p國建立或深化PTA 合作也沒有顯著提升其通過p國對c國增加值的出口；而對于G7 中的所有歐美發(fā)達國家而言，PTAdepthpst-1變量系數(shù)均顯著為正，表明其與p國建立或深化PTA 合作可以顯著提升其通過p國對c國增加值的出口，第三國貿(mào)易橋接效應存在。

表7 子樣本分析: 中國和G7 國家的回歸結(jié)果

綜上可知，中國和日本在對外PTA 合作上面臨相似的問題，與G7 中的歐美發(fā)達國家存在明顯差異，這主要是因為在本文樣本數(shù)據(jù)覆蓋的2005—2015 年間，中國和日本對外PTA 的合作深度遠低于歐美發(fā)達國家①中國與G7 成員國進口和出口貿(mào)易的PTA 平均深度表請見《經(jīng)濟科學》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。，在擴大PTA 合作規(guī)模和提升PTA 合作深度方面處于落后地位，因此沒能充分利用與第三國開展PTA 合作的潛在貿(mào)易橋接效應。

2.中國與主要PTA 伙伴的子樣本分析

2005—2014 年間②本文樣本數(shù)據(jù)覆蓋的時間年限是2005—2015 年，但由于核心解釋變量以滯后一期的方式加入計量模型，因此中國與其他國家和地區(qū)簽訂并于2015 年及以后生效的PTA 協(xié)定未被納入子樣本回歸分析。，中國分別與東盟、秘魯、智利、哥斯達黎加(增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)缺失)、巴基斯坦(增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)缺失) 和新西蘭①中國—東盟簽署的《中國與東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》 于2003 年7 月生效，并于2003 年、2006年、2012 年和2015 年修訂；中國—秘魯FTA 于2010 年3 月生效；中國—智利FTA 于2006 年10月生效；中國—哥斯達黎加FTA 于2011 年8 月生效；中國—巴基斯坦FTA 于2007 年7 月生效；中國—新西蘭FTA 于2008 年10 月生效，是中國與其他國家簽署的第一個涵蓋貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易、投資等諸多領(lǐng)域的全面自由貿(mào)易協(xié)定，也是中國與發(fā)達國家達成的第一個自由貿(mào)易協(xié)定。中國大陸與中國香港和臺灣地區(qū)也分別建立了CEPA 和ECFA 合作關(guān)系，不過大陸與香港地區(qū)的CEPA 合作開始于2003 年，在樣本期內(nèi)合作深度變量缺乏變化；大陸與臺灣地區(qū)的ECFA 受海峽兩岸政治關(guān)系變動及域外勢力干預的影響充滿波折，存在其特殊性，亦不宜與表8 中的其他PTA 進行橫向?qū)Ρ取＝⒒蛏罨薖TA 合作關(guān)系。為了檢驗中國作為進口國c國或增加值來源國s國與各主要PTA 伙伴(p國) 之間建立或深化PTA 合作關(guān)系是否促進了中國通過p國間接進口或出口更多的增加值，本文分別將中國設(shè)定為進口國c國或增加值來源國s國，將各主要PTA 伙伴設(shè)定為p國，進行子樣本回歸分析，結(jié)果如表8 所示。

由表8 可知，2005—2014 年，中國作為進口國c國與東盟、新西蘭、秘魯和智利(p國) 建立或深化PTA 合作均顯著提升了中國通過p國進口的s國增加值，中國作為增加值來源國s國與東盟、新西蘭、秘魯和智利(p國) 建立或深化PTA 合作也均顯著提升了中國通過p國對c國增加值的出口。這表明，對于中國而言，積極與中小型經(jīng)濟體建立或深化PTA 合作關(guān)系，可以有效開發(fā)其在中國與其他國家和地區(qū)(包括美國、歐盟等主要貿(mào)易和經(jīng)濟大國) 之間的增加值貿(mào)易橋梁作用，這為中國在新時期打造面向全球的高標準自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)提供了新思路。

六、研究結(jié)論與啟示

本文的研究結(jié)論表明: 對于進口國c國和增加值來源國s國而言，如果其因為地緣政治沖突、外部勢力阻撓、歷史糾紛、宗教沖突等原因使得兩國之間無法直接建立或深化PTA 合作，那么其與第三國p國建立或深化PTA 合作，也能讓p國在c國和s國間的增加值貿(mào)易中發(fā)揮貿(mào)易橋接作用，提升c國(s國) 經(jīng)由p國對s國(c國) 增加值的進口(出口) 額。不同類型的p國發(fā)揮貿(mào)易橋接作用的能力并不相同: 一方面，當p國對外PTA 合作平均深度較高，即其為高度開放的經(jīng)濟體時，進口國c國(增加值來源國s國)與p國建立或深化PTA 合作，可以更加有效地利用p國與增加值來源國s國(進口國c國) 之間的低國際貿(mào)易制度成本優(yōu)勢，更加充分地發(fā)揮p國的貿(mào)易橋接作用；另一方面，如果p國屬于進出口貿(mào)易大國、經(jīng)濟大國或全球貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)中心國家，也能夠充分發(fā)揮大國強大的貿(mào)易集散能力，幫助c國和s國建立更深的間接增加值貿(mào)易連接。此外，本文通過將中國及G7 成員國分別作為進口國c國和增加值來源國s國進行子樣本回歸分析，發(fā)現(xiàn)中國和日本在2005—2015 年間由于對外PTA 合作深度過低，都沒能充分利用第三國貿(mào)易橋接效應，而除日本以外的其他G7 成員國憑借歐盟和《北美自由貿(mào)易協(xié)定》 (NAFTA) 這兩個高標準的PTA 平臺，充分利用了貿(mào)易橋接效應，通過經(jīng)由第三方的間接增加值貿(mào)易擴大自身在全球價值鏈分工貿(mào)易體系中的影響力。最后，本文通過對中國與東盟八國、新西蘭、秘魯和智利之間的PTA 合作進行子樣本分析，發(fā)現(xiàn)中國與這些中小型經(jīng)濟體在2005—2015 年間PTA 合作關(guān)系的建立或深化，顯著提升了中國通過這些國家對其他國家增加值的出口或進口，這為中國在新時期打造面向全球的高標準自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)提供了新思路。

本文結(jié)論對中國優(yōu)化對外PTA 合作策略具有一定的啟示意義: 第一，在中國與亞太周邊國家的PTA 合作上，積極推進中日韓高水平FTA 談判，申請加入CPTPP，推進RCEP 合作水平不斷深化，穩(wěn)步提升與日本、韓國、澳大利亞等亞太地區(qū)經(jīng)濟大國的PTA 合作深度，應仍是中國PTA 策略的主線任務(wù)。這些國家不僅本身屬于經(jīng)貿(mào)大國，而且其與美國或歐盟也保持高水平的PTA 合作關(guān)系，擁有進入全球前二大經(jīng)濟體的低成本貿(mào)易橋梁。第二，在歐洲方向的PTA 合作上，中國努力的方向應該是積極降低通過歐盟主要貿(mào)易伙伴與歐盟建立間接貿(mào)易關(guān)系的制度成本，依托“一帶一路” 倡議平臺積極拓展與歐盟國家主要貿(mào)易伙伴之間的PTA 合作關(guān)系，探索與挪威、土耳其、英國、俄羅斯等國開展PTA 合作，穩(wěn)步推進中國—瑞士、中國—冰島FTA 合作升級。第三，在美洲方向，中美大國關(guān)系仍充滿不確定性，短期內(nèi)雙邊直接開展PTA 合作的可行性極低，USMCA (新NAFTA) 中關(guān)于非市場經(jīng)濟國家的相關(guān)歧視性規(guī)定，相當于在短期內(nèi)堵死了中加、中墨繞開美國開展PTA 合作的通道。但是，中國仍可以與拉丁美洲的哥倫比亞、秘魯?shù)葒_展及深化PTA 合作，這也能在一定程度上推進中美之間的間接增加值貿(mào)易合作深化。第四，在面向廣大發(fā)展中經(jīng)濟體的PTA 合作上，中國應該一方面積極通過“一帶一路” 倡議、中非合作論壇、上合組織、中國—拉共體論壇等平臺探索與廣大發(fā)展中經(jīng)濟體開展PTA 合作的機會，另一方面繼續(xù)堅定不移地代表廣大發(fā)展中經(jīng)濟體在聯(lián)合國、WTO、世界銀行等國際組織中爭取公平發(fā)展權(quán)利，要求發(fā)達經(jīng)濟體給予發(fā)展中經(jīng)濟體更大幅度的貿(mào)易優(yōu)惠、發(fā)展貸款、碳減排指標等政策照顧，這既可以幫助發(fā)展中經(jīng)濟體擴大其與發(fā)達經(jīng)濟體之間的貿(mào)易規(guī)模，也能夠讓其在中國與發(fā)達經(jīng)濟體之間的增加值貿(mào)易中更好地發(fā)揮貿(mào)易橋接作用。