東道國基礎設施對中國商品貿易的第三國效應
——基于RCEP 國家的研究

李彥鋒，徐銘陽

（新疆財經大學，烏魯木齊 830012）

一、引言

近年來，隨著逆全球化思潮不斷抬頭、新冠疫情在全球的迅速蔓延導致全球經濟秩序動蕩，在此背景下，世界最大的自貿區RCEP 正式成立，協定的簽署將使得亞太區域能夠更好地應對外部沖擊，加快全球化進程，推動亞太區域經濟一體化發展。RCEP 生效可抵消中美貿易摩擦及CPTPP 成立對我國經濟造成的負面影響（孟曉華等，2022），減弱對歐美國家供應鏈的依賴性（秦若冰，2022），緩沖新冠疫情對我國的負面沖擊（宋志勇等，2021），關稅及非關稅壁壘降低可以促進各成員國宏觀經濟發展以及各產業產出水平增加，從而推動區域內各國進出口貿易額大幅提升（陶蕾等，2022）。RCEP 是中國、日本、韓國首次共同加入一個FTA，特別是中日、日韓兩國之間首次簽署自貿協定，將為未來中日韓FTA 的落地打下堅實的基礎（譚紅梅，2022）。

基礎設施作為國際貿易中的“硬”成本，相比關稅措施等“軟”成本而言，“硬”成本的改善較為困難（張鵬飛，2018）。目前有關基礎設施對貿易影響的研究較多，胡再勇等（2019）采用引力模型研究了“一帶一路”沿線國家基礎設施對進出口貿易影響，結果表明：不同類型的基礎設施對國際貿易影響程度的大小以及方向不一致。陳虹等（2019）通過構建門檻模型發現，“一帶一路”沿線國家基礎設施水平提高會促進我國與其雙邊貿易，且這種影響在經濟落后的國家更加顯著。曹沖等（2021）認為，能源、通信、交通基礎設施中單一指標及多指標交互對貿易效應的影響程度不同。眾多學者研究表明基礎設施能夠顯著降低貿易成本，提升貿易便利化。孫林等（2022）認為，以中歐班列為代表的交通基礎設施提高有利于企業產品出口。方鳴等（2021）提出，通信基礎設施建設水平對中國與非洲地區貿易發展具有顯著的提升作用。

綜上所述，大多數學者研究RCEP 對貿易的影響因素主要集中在關稅與非關稅壁壘削減所產生的影響，少有學者考慮到基礎設施建設水平。在其它地域研究基礎設施對貿易的影響也僅關注其直接效應，較少研究間接效應，文章將在RCEP 框架下研究基礎設施對貿易的溢出效應，這是對現有研究的有力補充。

二、中國與RCEP 成員國商品貿易的時空格局

選取2001-2021 年中國對RCEP 成員國商品雙邊貿易數據，探究其時空格局演變。根據聯合國統計，2001-2021 年間，中國對RCEP 成員國商品雙邊貿易總額由1753 億美元波動上升至18670 億美元，年均增長率達48.25%，其中進口額由955 億美元增長至9940 億美元，增加了9.41 倍。2021 年出口額達8730 億美元，是2001 年798 億美元的9.94倍。我國與RCEP 區域商品雙邊貿易額占外貿總額的比例由2001 年的34.31%波動下降至2013 年的28.37%，隨后緩慢上升，近年來穩定在30%附近，其中進口額近年來在35%附近波動，出口額則在25%附近，整體表現為貿易逆差，但逆差額占雙邊貿易總額的比例呈現下降態勢。

圖1 2001-2021 年中國對RCEP 成員國商品進出口貿易額及所占外貿比例（億美元，%）

文章選取2001 與2021 年中國與RCEP 成員國商品貿易額數據以探究其時空特征。2001 年，中國與RCEP 區域商品進出口總額較大的地區是日本，雙邊貿易總額達877.28 億美元，占區域內的比率為50.13%，進出口額分別占比44.8%、56.32%；其次是東盟、韓國，進出口總額分別占比23.77%、20.51%。2021 年，我國與日本商品進出口貿易總額占區域內比例下滑至20%附近，東盟成為我國商品進出口貿易主要地區，我國對其商品進出口額分別占區域內比例為39.75%、55.39%，但東盟內部國別差異明顯，我國對越南、馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞四國雙邊貿易總額達6137.15 億美元，占東盟的比例為75.43%，其余六國占比較小。我國與RCEP 中日本、韓國兩個東北部國家，澳大利亞、越南、馬來西亞、印度尼西亞、菲律賓五個東南部國家商品雙邊貿易總額達18671.52 億美元，占RCEP 的比例達84.49%，其余緬甸、老撾等國主要偏向西南部，總體呈現“東高西低”態勢，空間集聚態勢顯著（如表1 所示）。

表1 2001、2021 年中國與RCEP 各成員國商品進出口貿易額（億美元）

三、空間自相關檢驗

我國與RCEP 成員國雙邊貿易額的空間集聚態勢可能與RCEP 國家內部聯系有關，各國之間可能存在空間自相關關系。目前學界檢驗空間自相關的方法有全局Moran指數和全局G指數，根據張松林等（2007）的研究，Moran指數在研究區域集聚比G指數效果更好，因此文章運用全局Moran指數進行空間自相關檢驗，公式如下：

式中n代表我國各年對RCEP 各成員國商品出口額觀察值數量，xi、xj分別為i、j位置的觀察值，x-為全部觀察值均值，wij為權重矩陣，由于RCEP 眾多成員國隔海相望，因此選擇地理距離權重矩陣，公式為，dij代表i國與j國首都距離，數據來自法國經濟研究中心CEPII 中Geodist 數據庫。

通過對2004-2018 年的Moran指數測算可得，中國與RCEP 成員國商品雙邊貿易總額、進口額、出口額的z 統計量均至少在5%的顯著水平下通過檢驗，雙邊貿易額、出口額Moran'I值最低在2018年出現，分別為0.105、0.072，雙邊貿易總額Moran'I值在2007 年達最大，是0.128，我國從RCEP 國家進口額Moran'I 值在2005、2006 年達0.142，在2013年出現最低值0.107，出口額最大值在2008 年為0.112，由此可得，中國對RCEP 成員國商品雙邊貿易及進出口額呈顯著的空間正相關態勢，且正相關性較為穩定（表2）。

表2 全局莫蘭指數檢驗結果

四、空間效應模型構建及檢驗

（一）變量選取及數據來源

結合數據可得性，文章選取2004-2018 年中國與RCEP 成員國商品雙邊貿易總額、進口額、出口額三項作為被解釋變量，由于老撾數據缺漏過多，且與我國貿易額較小，因此剔除老撾選取剩余13 國，貿易額數據均來源于UN Comtrade。在解釋變量的選取上，參照胡再勇等（2019）的研究，基礎設施主要包括能源、交通、通信基礎設施三類，文章選取總電量消耗（十億千瓦小時，energy）作為能源基礎設施變量，相關數據來源于世界能源數據庫（World Energy Database），選取固定電話訂閱（每百人）、移動蜂窩數據（每百人）、互聯網使用（每百人）三者簡單平均值作為通信基礎設施（com）變量，班輪運輸指數作為交通基礎設施（tra）變量，以上數據均來自世界銀行的世界經濟發展數據庫。下表3 為變量的描述性統計，對各變量均取對數。

表3 變量的描述性統計

（二）空間計量模型的構建

空間滯后模型（SLM）：假設我國與東道國貿易額不僅受各項基礎設施建設影響，還受到東道國鄰國與我國貿易額影響，引入貿易額滯后項，對貿易額之間的空間依賴關系進行解釋，式中，yit為i國t年與我國貿易額組成的矩陣，ρ 為空間自回歸系數，反映鄰國貿易額對本國貿易額影響，Xit為i國t年基礎設施建設組成的矩陣，W為地理距離權重矩陣，εit為隨機干擾項。

空間誤差模型（SEM）假設我國與東道國貿易額受我國與東道國鄰國貿易影響不直接，但影響存在誤差項中，解釋鄰國誤差項對東道國貿易額的沖擊，式中，μit、εit為殘差，λ 為空間誤差自相關系數，表明鄰國貿易額對本國貿易額的影響程度。

空間杜賓模型（SDM）是SLM模型與SEM模型的結合，可緩解其變量遺漏問題，式中，φ 是貿易額的滯后項系數，μi為空間效應，vt為時間效應，εi是殘差。

（三）實證結果分析

結合上述分析，2004-2018 年我國與RCEP 成員國雙邊貿易額具有空間集聚特征，因此分別構建雙邊貿易總額、進口額、出口額為被解釋變量的空間面板計量模型，探究RCEP 成員國基礎設施建設對我國商品貿易的影響及空間溢出效應。

參照Anselin 等（1996）的研究，對SDM 模型進行Wald 檢驗和LR 檢驗，若顯著則表明SDM模型為最優解，若不顯著則SDM 模型可退化；其次進行LM檢驗，對空間滯后與誤差下的LM與R-LM進行比較，選取顯著性較高的，若都不顯著則無法使用空間計量模型，應采用計量經濟模型；最后根據Hausman 檢驗來判斷采用固定、隨機效應模型，若顯著則選取固定效應，反之選取隨機效應。

從下表檢驗結果來看，在雙邊貿易總額（Lntotal）作為被解釋變量時，LR 檢驗的Spatial lag（SL）、Spatial error（SE）統計量分別為14.17、16.42，且p 值分別為0.0027、0.0009，均通過了1%的顯著性水平檢驗，Wald 檢驗的SL、SE 統計量分別為12.58、9.12，對應p 值為0.0056、0.0277，分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗，因此SDM 不可退化為SEM 或SLM。同理，在我國對RCEP 國家進口額（Lnimport）、出口額（Lnexport）分別作為被解釋變量時，LR、Wald檢驗均通過了至少5%的顯著性水平檢驗，選取SDM。隨后，在LM檢驗中，LM及R-LM 下的SL、SE 統計量對應p 值最大出現在以Lnimport 為因變量的空間面板數據中R-LM中SE 達0.049，三個空間面板數據均可在至少5%的顯著性水平下通過LR、Wald、LM檢驗，均選取SDM。最后，在Hausman檢驗中，以Lntotal 為被解釋變量的空間面板數據統計量為7.34，對應p 值為0.0618，通過10%的顯著性水平檢驗，以Lnimport、Lnexport為被解釋變量的兩個面板數據統計量為42.54、12.02，對應p 值分別為0.0000、0.0073，均通過1%的顯著性水平檢驗，由此可得，三個空間面板數據均選用固定效應的空間杜賓模型（表4）。

表4 基礎設施建設水平空間面板計量模型檢驗結果

綜上所述，依據三個空間面板數據設定固定效應空間杜賓模型如下：

式中，tradeit是我國與國年商品雙邊貿易額，importit為我國從國年商品進口額，exportit是我國向國年商品出口額，β1、β2、β3分別為能源、通信、運輸基礎設施的回歸系數，其余指標含義與上相同。

根據孫慶剛等（2013）的研究，空間計量模型應用likelihood值檢驗擬合度，值越高則擬合度越大，對比在不同效應下SDM結果可知，三個空間面板數據均在時間空間雙固定情況下likelihood 值達到最高，因此均選取時空雙固定的空間杜賓模型（表5）。

表5 RCEP 成員國基礎設施建設對我國與其商品貿易影響的回歸結果

LeSage 等（2009）認為，空間杜賓模型中各貿易額的滯后項系數顯著不為0 時，系數難以直接反映溢出效應，因此將貿易額的空間效應分解為直接、間接及總效應，其中直接效應為本國基礎設施建設對貿易額的影響，間接效應為鄰國基礎設施建設對本國貿易額的影響，總效應為二者之和。

首先將SDM模型（4）改為向量形式（5），Y為貿易額向量，I為單位矩陣。

其次對各基礎設施項xk求偏導（6）。

最后將Y對xk寫為矩陣形式（7），對角線代表基礎設施對本國貿易額影響的直接效應，非對角線代表間接效應。

文章分別將被解釋變量為雙邊貿易總額、進口額、出口額三個空間面板數據下各類基礎設施建設水平的空間效應分解如下：

就能源基礎設施建設水平的影響而言，當Lntotal作為被解釋變量時，能源基礎設施對雙邊貿易總額的直接效應為0.459，間接效應為-1.615，分別通過了1%、5%的顯著性水平檢驗，總效應不顯著，這表明東道國能源基礎設施水平提升1%將使得我國與其雙邊貿易總額提升0.459%，且具有負向溢出效應，會導致東道國周邊地區與我國雙邊貿易額下降1.615%。當Lnimport作為被解釋變量時，能源基礎設施對我國從東道國進口額的直接效應和間接效應分別為0.931、-4.905，均通過1%的顯著性水平檢驗，總效應為-3.974，在5%的水平下顯著，這表明東道國能源基礎設施建設每增加1%會使得我國從東道國商品進口額提升0.931%，同時負向溢出效應導致我國從其周邊地區進口額下降4.905%。當Lnexport作為被解釋變量時，能源基礎設施對我國向東道國商品出口額的直接效應通過了1%的顯著性水平檢驗，系數為0.441，表明東道國能源基礎設施水平提升1%會使得我國對其商品出口額提升0.441%，間接效應回歸系數為0.277，不具有顯著性，因此難以判斷其是否具有空間溢出效應。

東道國能源基礎設施建設對我國與其雙邊及進出口貿易額均有正向影響，能源是一切工業活動的基礎，在任何一個產業鏈中能源都是不可或缺的，因此能源基礎設施建設水平將會直接促進雙邊貿易，但其對周邊地區有著負向溢出效應，這是因為RCEP 成員國中各國經濟水平參差不齊，既有日本、韓國等先進的發達國家，也有老撾、緬甸等落后的發展中國家，發達國家加大能源基礎設施建設可能會產生“虹吸效應”，抑制周邊落后地區貿易發展，并且落后國家的產業集聚能力有限，即使加大能源基礎設施投資也可能對周邊地區產生抑制作用（張學良等，2012）。

就通信基礎設施而言，在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國通信基礎設施對我國與其雙邊貿易總額的直接效應為0.228，在1%的水平下顯著，間接效應和總效應分別為0.816、1.044，均通過5%的顯著性水平檢驗，這表明東道國通信基礎設施水平每增加1%會使得我國與其雙邊貿易額提升0.228%，同時其溢出效應使我國與其周邊國家雙邊貿易總額提升0.816%。在Lnimport作為被解釋變量時，東道國通信基礎設施對我國從其商品進口額的總效應和直接效應分別為2.24、0.396，均通過1%的顯著性水平檢驗，間接效應為1.844，在5%的水平下顯著，這表明東道國通信基礎設施每改進1%會促進我國從其商品進口額提升0.396%，同時其溢出效應會使我國向其周邊地區進口額提升1.844%。在Lnexport作為被解釋變量的情況下，東道國通信基礎設施對我國向其商品出口的影響未通過顯著性水平檢驗。通信基礎設施涉及第一、二、三產業，通過企業之間的聯系將會擴散到各產業之間（Melville，2008），提高產業鏈、價值鏈的各個部分間的關聯度（盧福財等，2019），從而促進周圍地區產業發展，同時通信基礎設施的建設可降低貿易成本，促進貿易量的提升使得貿易額增加。

RCEP 成員國交通基礎設施建設有利于我國與其雙邊貿易額提升。在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國交通基礎設施建設對我國與其雙邊貿易總額的直接效應為0.086，通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明東道國基礎設施建設每提高1%會推動我國與其雙邊貿易總額增長0.086%，間接效應與總效應均不顯著。當Lnexport作為被解釋變量時，東道國交通基礎設施建設對我國向其商品出口額的直接效應通過了5%的顯著性水平檢驗，回歸系數為0.088，表明東道國交通基礎設施每增加1%會促進我國向其商品出口額提升0.088%，間接效應和總效應未通過顯著性水平檢驗，難以確定其溢出效應。交通基礎設施水平的提高將使得商品流通效率更高，節約大量時間成本，并有利于增加商品貿易的種類，從而促進雙邊貿易額增加（見表6）。

表6 RCEP 成員國基礎設施建設對我國與其商品貿易直接、間接、總效應

（四）穩健性檢驗

為確保結果的穩健性，文章使用移動蜂窩數據用戶（每百人）作為信息基礎設施的替代指標，取對數后再次進行檢驗，（結果見表7）。

表7 穩健性檢驗結果

總體來看，各類基礎設施的對數似然函數估計值、溢出效應估計值以及likelihood 值與上述相近，仍選擇時空雙固定的空間杜賓模型，由此可得，文章主要研究結果平穩。

五、結論及對策建議

（一）結論

第一，RCEP 成員國為我國對外貿易的重要地區。2001-2021 年間，我國與RCEP 成員國商品雙邊貿易額常年占我國對外貿易總額的30%附近，日本、韓國、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓等靠東部國家與我國雙邊貿易額較大，整體呈現出“東高西低”的空間集聚態勢。

第二，RCEP 成員國基礎設施建設水平對我國與其雙邊貿易額具有顯著影響，且這種影響具有空間溢出效應。由時空雙固定的空間杜賓模型結果可知，東道國三大類別基礎設施建設水平對我國與其商品進出口貿易均具有正向影響，但其空間溢出效應方向不同，能源基礎設施的提高會對鄰近地區產生負向空間溢出效應，通信基礎設施建設則產生正向溢出效應。

（二）對策建議

根據研究所得出的結論，提出以下建議：

第一，我國與RCEP 成員國商品貿易應“穩東促西”。穩定與RCEP 東部成員國商品雙邊貿易水平，促進與西部區域緬甸、老撾等國家的商品進出口貿易，RCEP 東部區域國家較為發達，我國應維持與日、韓、馬等國現有貿易水平，加強與其高附加值產品貿易，對于西部欠發達國家，我國應通過技術援助、學習交流等方式加快其產業發展，促進與我國商品雙邊貿易額上升。

第二，重點關注RCEP 成員國基礎設施建設水平，促進中國與RCEP 成員國雙邊貿易額提升。RCEP 成員國能源、信息、交通基礎設施建設水平對我國商品貿易的直接效應均為正，當各地區基礎設施水平提升時，我國與其商品雙邊貿易額必將增長，因此，應關注RCEP 區域內各成員國基礎設施建設，在合適情況下幫助東道國基礎設施建設以擴大我國外貿發展。

第三，加強RCEP 區域內通信基礎設施建設，充分利用其正向空間溢出效應推動我國外貿發展。當今全球貿易正處于數字化轉型階段，數字化的發展離不開通信基礎設施的建設（孟宏瑋等，2022），因此，我國應推動RCEP 區域通信基礎設施建設，加快貿易數字化轉型升級，并充分利用其溢出效應，促進與RCEP 各地區雙邊貿易額提升。