魏瑋，張兵

（南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

引言

2013年秋習(xí)近平主席在訪問哈薩克斯坦和印度尼西亞時(shí)，先后提出了共建“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”倡議。2015年我國正式發(fā)布《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》，國外媒體和網(wǎng)民對這一倡議的關(guān)注度劇增①。截至2018年底，已經(jīng)有122個(gè)國家與中國簽署了政府間合作文件，這一倡議的國際影響力仍在不斷擴(kuò)大。當(dāng)今時(shí)代發(fā)展的主題依然是和平與發(fā)展，對于西方國家逐漸出現(xiàn)的“逆全球化”思潮，“一帶一路”倡議是順應(yīng)時(shí)代潮流的主張，這一倡議以合作共贏為基礎(chǔ)，推動(dòng)了全球貿(mào)易自由化和便利化，但是有些國家卻將“一帶一路”倡議污蔑為“債務(wù)陷阱”。本文將嘗試論證“一帶一路”倡議為沿線國家?guī)淼慕?jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而論證“一帶一路”倡議是惠及各參與國的公共產(chǎn)品。

許多學(xué)者研究了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。Ben-David（1996）較早研究了貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長收斂性的關(guān)系[1]。陳雷和李坤望（2005）研究了三種不同類型的區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化模式的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)[2]。唐宜紅和王微微（2007）分析了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化伙伴國的經(jīng)濟(jì)水平對本國經(jīng)濟(jì)增長的影響[3]。全毅和高軍行（2009）研究了東亞（10＋3）經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易和投資效應(yīng)[4]。當(dāng)前關(guān)于“一帶一路”倡議產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題是學(xué)者們的研究重點(diǎn)，陳虹和楊成玉（2015）利用CGE模型模擬不同的貿(mào)易情況研究了“一帶一路”倡議的國際經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，指出“一帶一路”倡議的投資空間巨大[5]。張靜中和王文君（2016）分析了在“一帶一路”合作框架下中國-西亞自貿(mào)區(qū)的前瞻性經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[6]。毛艷華和楊思維（2017）通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)一體化指數(shù)研究了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[7]。王婉如（2018）構(gòu)建伯特蘭德雙寡頭模型分析了“一帶一路”沿線國家中技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和貿(mào)易壁壘與國際經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的關(guān)系[8]。胡琰欣等（2019）分析了我國對“一帶一路”沿線國家直接投資產(chǎn)生的綠色經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)[9]。

由國民收入恒等式出發(fā)，常用外貿(mào)依存度來衡量一國經(jīng)濟(jì)對貿(mào)易的依賴程度，即外貿(mào)依存度=進(jìn)出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值，林毅夫和李永軍（2003）論述了這一方法的局限性，認(rèn)為出口與進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不相同，集中考察了出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響[10]。沈利生和吳振宇（2004）同樣認(rèn)為采用支出法衡量貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用存在不足，主張區(qū)分進(jìn)口與出口，采用投入產(chǎn)出法估計(jì)出口對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度[11]。李軍（2008）同樣分別測算了進(jìn)、出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，認(rèn)為進(jìn)口與出口分別從供給層面和需求層面對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，采用同一公式計(jì)算并不合理[12]。蔡洪杰和張燁（2011）通過拓展林毅夫修正模型研究了貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的測算方法[13]。Baldwin（2009）提出運(yùn)用HM指數(shù)（Hubness Measurement Index）測算不同國家之間的貿(mào)易依賴程度[14]。劉宏青（2012）借助HM指數(shù)研究了中國與重要東亞經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易依存關(guān)系[15]。從貿(mào)易依賴程度以及貿(mào)易周期的角度論證“一帶一路”倡議對參與國家的重要影響，進(jìn)而論證“一帶一路”倡議是互利共贏的平臺正是本文的創(chuàng)新之處。

一、中國與其“一帶一路”貿(mào)易伙伴國的HM指數(shù)

（一）研究對象和研究方法

由于“一帶一路”倡議并沒有劃定具體的空間范圍，是一個(gè)開放包容的合作平臺，本文將重點(diǎn)研究中國與其主要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴：韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯之間的貿(mào)易依賴程度②，考察“一帶一路”倡議對這一指標(biāo)的影響，并進(jìn)一步研究中國與韓國的貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性，對比“一帶一路”倡議提出前后這一協(xié)動(dòng)性的變動(dòng)。為了更好地考察“一帶一路”倡議對各國的影響，本文還將對比同屬于亞洲國家卻尚未加入“一帶一路”倡議的日本與中國之間的貿(mào)易依賴度以及貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性變化。

外貿(mào)依存度雖然常用于分析一國經(jīng)濟(jì)對貿(mào)易的依賴情況，但由于加工貿(mào)易是我國的主要貿(mào)易形式，采用外貿(mào)依存度這一指標(biāo)并不能反映我國貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)的真實(shí)貢獻(xiàn)度，而且多位學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口與出口對經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制并不相同，外貿(mào)依存度將進(jìn)出口額加總計(jì)算的方法存在局限性，本文將采用HM指數(shù)衡量國家間的貿(mào)易依賴程度，此外這一指數(shù)還可以反映出區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化中的軸心國，計(jì)算公式可表示為式（1），其中HMij表示i國的出口對j國這一出口目的地的依賴程度，取值范圍為[0,1]，該數(shù)值越大表示所衡量的依賴程度越大。Eij、Ei、Iij、Ij分別表示i國向j國的出口額、i國向所有國家和地區(qū)的出口總額、i國從j國的進(jìn)口額、j國從所有國家和地區(qū)的進(jìn)口總額。

（二）研究結(jié)果分析

由式（1）計(jì)算公式求得中國出口分別對韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的HM指數(shù)，結(jié)果如圖1所示。

圖1 中國出口對其“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的HM指數(shù)

可以看出，自1992年以來中國出口對韓國市場的HM指數(shù)整體呈現(xiàn)下降趨勢，由“中國一帶一路網(wǎng)”公布的大數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，2017年韓國是中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國，通過HM指數(shù)來看，自2013年秋季提出“一帶一路”倡議以來，中韓的HM指數(shù)呈現(xiàn)平穩(wěn)趨勢，緩解了其自2008年以來的下降趨勢。近五年的中韓HM指數(shù)數(shù)值與1992年的中韓HM指數(shù)十分接近，而在1992年中韓正式建立大使級外交關(guān)系。中國出口對越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的HM指數(shù)自1992年以來整體呈現(xiàn)上升趨勢，中印HM指數(shù)自“一帶一路”倡議提出以來從下降趨勢轉(zhuǎn)為上升趨勢。中越HM指數(shù)則是在“一帶一路”倡議提出當(dāng)年大幅提高，隨后保持平穩(wěn)趨勢。相反，中俄HM指數(shù)在2013年與2014年出現(xiàn)下滑趨勢，隨后緩慢上升。中馬HM指數(shù)自1992年以來一直較為平穩(wěn)。截至2017年，中韓HM指數(shù)與中印HM指數(shù)數(shù)值十分接近，且在中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國中數(shù)值最大，即當(dāng)前中國出口對韓國和印度的依賴程度較高。中越HM數(shù)值較大，而中俄HM指數(shù)與中馬HM指數(shù)數(shù)值接近且在所比較國家中數(shù)值最小?？梢园l(fā)現(xiàn)“一帶一路”倡議提出以來，中俄HM指數(shù)、中越HM指數(shù)和中印HM指數(shù)的趨勢變動(dòng)較為明顯，中韓HM指數(shù)則是稍微緩解了之前持續(xù)近七年的下降趨勢，而中馬HM指數(shù)仍是延續(xù)了之前的趨勢，并未發(fā)生明顯波動(dòng)。對比日本可以發(fā)現(xiàn)，中國出口對日本的HM指數(shù)遠(yuǎn)高于中國“一帶一路”倡議的五個(gè)最重要伙伴國，但是中日HM指數(shù)自1996年以來下降速度迅猛，截至2017年這一下降趨勢稍顯緩解，這反映出中國出口對日本市場的依賴程度持續(xù)降低，雖然目前中日HM指數(shù)仍然高于其他五國，但是當(dāng)前中國與其五個(gè)重要“一帶一路”倡議伙伴國的HM指數(shù)均呈現(xiàn)出不同程度的上升趨勢，隨著“一帶一路”倡議的不斷推進(jìn)，中國出口對其“一帶一路”貿(mào)易伙伴國的依賴程度存在超越日本的可能。

由圖2可以看出，韓國出口對中國的HM指數(shù)自1992年以來整體呈現(xiàn)上升趨勢，但自2013年以來，韓中HM指數(shù)開始緩慢下降，但數(shù)值仍是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他國家，反映出韓國出口對中國市場的依賴程度較高。馬來西亞出口、越南出口和俄羅斯出口對中國的HM指數(shù)同樣呈現(xiàn)上升趨勢，但是上升趨勢較為平緩，值得注意的是自2013年以來馬中HM指數(shù)近乎穩(wěn)定，而越中HM指數(shù)和俄中HM指數(shù)自2013年以來上升速度較為顯著。印度出口對中國市場的HM指數(shù)整體趨勢較為平穩(wěn)，自2010年以來印中HM指數(shù)一直呈現(xiàn)下降趨勢，并且該指數(shù)值明顯低于其他比較的國家，即印度出口對中國市場的依賴程度較低。可以發(fā)現(xiàn)，自2013年提出“一帶一路”倡議以來，越中HM指數(shù)和俄中HM指數(shù)變動(dòng)較為明顯，上升趨勢明顯變得陡峭，而韓中HM指數(shù)從之前的波動(dòng)上升趨勢變成了緩慢下降趨勢，馬中HM指數(shù)和印中HM指數(shù)則是延續(xù)了之前的變化趨勢，并未發(fā)生明顯波動(dòng)。對比日本可以發(fā)現(xiàn)，日本出口對中國的HM指數(shù)較大，僅次于韓中HM指數(shù)，而且自1992年以來整體變動(dòng)趨勢與韓中HM指數(shù)近似，但是近五年的波動(dòng)更接近于馬中HM指數(shù)，呈現(xiàn)平穩(wěn)趨勢。

圖2 中國“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的出口對中國市場的HM指數(shù)

對比圖1和圖2可以發(fā)現(xiàn)，中國與其“一帶一路”重要貿(mào)易伙伴國的出口相互依賴程度并不對稱，該不對稱性不僅反映在數(shù)值大小方面，其變動(dòng)趨勢也同樣呈現(xiàn)出不對稱性。從指數(shù)大小可以看出，自2013年以來中國出口對五個(gè)伙伴國的HM指數(shù)均在[0.01,0.03]范圍內(nèi)，而這五個(gè)伙伴國的出口對中國的HM指數(shù)在[0.03,0.25]之間波動(dòng)，反映出韓國、越南、馬來西亞、印度和俄羅斯的出口對中國市場的依賴程度均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中國出口對這五個(gè)國家的依賴程度。從與日本的對比中可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議影響了中國出口對日本市場的依賴程度，但是并未明顯影響到日本出口對中國市場的依賴程度，中日HM指數(shù)與日中HM指數(shù)同樣存在不對稱性。

二、中韓與中日的貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性對比

（一）數(shù)據(jù)處理以及研究方法介紹

本文采用BVD-EIU CountryData數(shù)據(jù)庫中的各國總出口額與總進(jìn)口額數(shù)據(jù)，分別加總得到中國、韓國與日本的貿(mào)易總額，由于采用的是中日韓1993年第一季度至2018年第四季度的季度數(shù)據(jù)，首先分別進(jìn)行X-12去季節(jié)性處理，然后為了更好地滿足馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的正態(tài)假設(shè)，對去季節(jié)性處理后的貿(mào)易數(shù)據(jù)取對數(shù)，隨后利用HP濾波法得到三個(gè)國家的貿(mào)易周期數(shù)據(jù)。對于貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性分析方法，本文選擇研究經(jīng)濟(jì)周期協(xié)動(dòng)性常用的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，在R語言平臺進(jìn)行模擬分析。

（二）中韓貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性的研究結(jié)果分析

構(gòu)建中韓貿(mào)易額的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型時(shí)，中國和韓國的貿(mào)易額均采用4階自回歸。經(jīng)驗(yàn)證，韓國貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗(yàn)的P值為0.016，通過了1%顯著性水平下的正態(tài)檢驗(yàn)，接受“誤差服從正態(tài)分布”的原假設(shè)。同理，中國貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗(yàn)的P值為0.24，同樣通過了正態(tài)檢驗(yàn)。此外，中韓模型均通過了相關(guān)性檢驗(yàn)。

由表1的估計(jì)結(jié)果可以看出，韓國的貿(mào)易周期在區(qū)制1僅受到中國貿(mào)易周期影響，并且這一影響十分顯著，其自身的滯后性并未產(chǎn)生顯著影響。在區(qū)制2中韓國的貿(mào)易周期同時(shí)受到其滯后階數(shù)以及中國貿(mào)易周期的顯著影響。同理可得，由表2的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國的貿(mào)易周期在兩個(gè)區(qū)制內(nèi)均受到其自身滯后階數(shù)以及韓國貿(mào)易周期的影響，對比影響的顯著性可以看出，中國貿(mào)易周期在區(qū)制1受韓國貿(mào)易周期的影響更大，在區(qū)制2受到本國貿(mào)易周期滯后階數(shù)的影響更大。因?yàn)橹许n兩國的貿(mào)易周期同時(shí)存在受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制，所以兩國的貿(mào)易周期存在協(xié)動(dòng)性。

表1 韓國貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果

表2 中國貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果

由圖3、圖4可以看出，韓國貿(mào)易周期在兩個(gè)區(qū)制的分布時(shí)間段較為平均，1993年第一季度至2000年第一季度處于受自身滯后階數(shù)影響較為顯著的第2區(qū)制，2000年第二季度至2004年第四季度處于受中國貿(mào)易周期影響顯著的第1區(qū)制，2005年第一季度至2008年第三季度處在兩個(gè)區(qū)制的平滑概率相同，2008年第四季度至2010年第四季度處于第1區(qū)制，2011年第一季度至2012年第四季度處于第2區(qū)制，除了2017年前三季度外，2013年第一季度至今處于第1區(qū)制，但是已經(jīng)呈現(xiàn)出向第2區(qū)制轉(zhuǎn)移的趨勢。由平移概率可以看出，發(fā)生全球性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，韓國貿(mào)易周期受中國貿(mào)易周期的影響概率較大，并且在“一帶一路”倡議提出之后，韓國貿(mào)易周期也是處于受中國貿(mào)易周期顯著影響的區(qū)制。此外，由表3可以看出韓國貿(mào)易周期維持在原區(qū)制的概率較高，由區(qū)制1轉(zhuǎn)移到區(qū)制2或是由區(qū)制2轉(zhuǎn)移到區(qū)制1的概率較低。

圖3 韓國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖4 韓國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表3 韓國貿(mào)易周期的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率

由表2的分析結(jié)果可以看出，中國的貿(mào)易周期在兩個(gè)區(qū)制內(nèi)均受到韓國貿(mào)易周期的顯著影響，但是在區(qū)制1中受韓國影響的估計(jì)系數(shù)遠(yuǎn)大于區(qū)制2，并且顯著性更強(qiáng)；在區(qū)制2受本國滯后階數(shù)的影響比在區(qū)制1顯著，在區(qū)制1中僅受到一階滯后的影響，并且顯著程度小于區(qū)制2中一階滯后的影響，此外，在區(qū)制2中受到滯后階數(shù)影響的系數(shù)明顯高于受韓國貿(mào)易周期影響的系數(shù)，反映出中國貿(mào)易周期在區(qū)制1主要受到韓國貿(mào)易周期的影響，在區(qū)制2受自身滯后階數(shù)的影響更明顯。由圖5、圖6可以發(fā)現(xiàn)，中國貿(mào)易周期分布在區(qū)制2的平滑概率更高并且持續(xù)時(shí)間更長。在2000年第三季度至2002年第二季度、2002年第四季度至2004年第四季度、2007年第四季度至2009年第一季度、2011年第二季度至2015年第三季度這幾個(gè)零散的時(shí)間段分布在第1區(qū)制，當(dāng)前階段中國貿(mào)易周期處于第2區(qū)制，對比韓國貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議對中國貿(mào)易周期的影響并沒有對韓國貿(mào)易周期影響大。從表4也可以發(fā)現(xiàn)，中國貿(mào)易周期維持在第2區(qū)制的概率高于維持在區(qū)制1的概率，兩個(gè)區(qū)制間的轉(zhuǎn)移概率均較低。

圖5 中國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖6 中國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表4 中國貿(mào)易周期的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率

（三）中日貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性的研究結(jié)果分析

構(gòu)建中日貿(mào)易周期的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，中日的模型階數(shù)分別設(shè)為2階和3階，中日貿(mào)易周期模型的S-W正態(tài)檢驗(yàn)P值分別是0.186和0.238，符合正態(tài)分布的假設(shè)。經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵餐ㄟ^了相關(guān)性假設(shè)。

從日本貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果可以看出，在區(qū)制1僅受到自身滯后階數(shù)的顯著影響，在區(qū)制2也受到滯后1階的影響，但是估計(jì)系數(shù)的大小以及顯著程度均遠(yuǎn)低于區(qū)制1中的影響，在區(qū)制2主要受到中國貿(mào)易周期的影響。同理可得，中國貿(mào)易周期在兩個(gè)區(qū)制內(nèi)均同時(shí)受到自身滯后階數(shù)以及日本貿(mào)易周期的影響，但是在區(qū)制1中受日本貿(mào)易周期影響的估計(jì)系數(shù)遠(yuǎn)大于區(qū)制2的估計(jì)系數(shù)，即中國貿(mào)易周期在區(qū)制1中受到日本貿(mào)易周期的影響更大。同時(shí)存在受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制，所以中日貿(mào)易周期也存在協(xié)動(dòng)性。

表5日本貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果

表6 中國貿(mào)易周期的估計(jì)結(jié)果

圖7 日本貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖8 日本貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

日本貿(mào)易周期在兩區(qū)制的平滑概率反映出日本處于第1區(qū)制的時(shí)間更長，僅在1994年第一季度至1996年第二季度、2000年第一季度至2001年第四季度、2006年第四季度至2010年第一季度三個(gè)時(shí)間段處于第2區(qū)制，這反映出日本貿(mào)易周期在發(fā)生全球性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)受中國貿(mào)易周期的影響較大，并且自2010年至今日本貿(mào)易周期持續(xù)處于第1區(qū)制。表4顯示的結(jié)果進(jìn)一步印證了這一規(guī)律，日本貿(mào)易周期維持在區(qū)制1的概率高于維持在區(qū)制2的概率，而且在兩個(gè)區(qū)制之間轉(zhuǎn)移的概率遠(yuǎn)低于維持在原區(qū)制的概率。這啟發(fā)我們，未來日本貿(mào)易周期維持在當(dāng)前的第1區(qū)制內(nèi)的概率更高。

由圖9、圖10的估計(jì)結(jié)果可以看出，中國貿(mào)易周期幾乎一直處于受日本貿(mào)易周期影響系數(shù)較小的第2區(qū)制中，僅在個(gè)別季度處在第1區(qū)制，較為集中的時(shí)間段即2000年、2007年至2008年，對應(yīng)著全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)期。由表8可得，中國貿(mào)易周期維持在區(qū)制2的概率明顯高于維持在區(qū)制1的概率，并且從區(qū)制1轉(zhuǎn)移到區(qū)制2的概率明顯高于從區(qū)制2轉(zhuǎn)移到區(qū)制1的概率?？梢酝茰y，在發(fā)送全球性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)中國貿(mào)易周期受日本貿(mào)易周期的影響較大，其他時(shí)期該影響較小，當(dāng)前中國貿(mào)易周期長期維持在受日本貿(mào)易周期影響較小的區(qū)制2中，并且繼續(xù)維持在區(qū)制2的概率較高。

圖9 中國貿(mào)易周期區(qū)制1及其平滑概率

圖10 中國貿(mào)易周期區(qū)制2及其平滑概率

表7 日本貿(mào)易周期的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率

表8 中國貿(mào)易周期的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率

三、結(jié)論與政策建議

由HM指數(shù)的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議影響了中國出口對其“一帶一路”倡議重要貿(mào)易伙伴國的依賴程度，或者是緩解了HM指數(shù)的下降趨勢，或者是加快了HM指數(shù)的上升速度，對比之下，中國出口對日本的HM指數(shù)下降明顯，反映出“一帶一路”倡議對中國出口目的國產(chǎn)生了影響，中國出口更加依賴其“一帶一路”倡議伙伴國，這在一定程度上可能會(huì)降低中國出口對其他非“一帶一路”伙伴的依賴?！耙粠б宦贰背h并未明顯影響到其他國家出口對中國市場的依賴程度，具有啟示意義的是，除了印中HM指數(shù)外，其他中國重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國對中國市場的依賴程度均遠(yuǎn)高于中國對其伙伴國的依賴程度，日本出口對中國市場的依賴程度整體呈現(xiàn)上升趨勢，這與中國出口對日本依賴程度急劇下降形成鮮明對比，HM指數(shù)的不對稱性也側(cè)面反映出中國作為研究國家中的軸心國地位，同時(shí)也反映出中國主張的“一帶一路”倡議對于促進(jìn)中國與其貿(mào)易伙伴國的重要影響。

分別研究中韓貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性和中日貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性可以發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議對韓國貿(mào)易周期影響較大，自2013年提出“一帶一路”倡議至今幾乎一直維持在受中國貿(mào)易周期影響顯著的區(qū)制內(nèi)，但開始顯示出向受韓國滯后階數(shù)影響的區(qū)制轉(zhuǎn)移的趨勢。中韓顯著的貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性與HM指數(shù)結(jié)果較為一致。韓中HM指數(shù)和中韓HM指數(shù)均遠(yuǎn)高于中國與其他中國貿(mào)易伙伴國之間的HM指數(shù)，體現(xiàn)出中韓貿(mào)易相互依賴程度較高?！耙粠б宦贰背h對中日貿(mào)易周期的協(xié)動(dòng)性影響不明顯，2013年至今中國貿(mào)易周期和日本貿(mào)易周期均分別處于受對方貿(mào)易周期影響較小和不受對方貿(mào)易周期影響的區(qū)制中，中日貿(mào)易周期均在發(fā)生全球性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的時(shí)間段受對方貿(mào)易周期影響較大，其他時(shí)間段的貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性并不明顯。

“一帶一路”倡議在一定程度上促進(jìn)了中國與其“一帶一路”倡議重要貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易關(guān)系，增強(qiáng)了相互間的貿(mào)易周期協(xié)動(dòng)性，同時(shí)可能降低中國對其他非“一帶一路”倡議參與國的貿(mào)易依賴程度。為了更好地發(fā)揮“一帶一路”倡議促進(jìn)貿(mào)易的作用，我國作為倡議提出國，應(yīng)當(dāng)積極營造良好貿(mào)易環(huán)境，通過簽訂貿(mào)易協(xié)定減少貿(mào)易壁壘，擴(kuò)大中國與“一帶一路”參與國的貿(mào)易規(guī)模，促進(jìn)貿(mào)易雙方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。中國還應(yīng)進(jìn)一步完善“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，搭建便利的貿(mào)易渠道，為加強(qiáng)“一帶一路”參與國之間的貿(mào)易往來奠定基礎(chǔ)。對于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金來源，應(yīng)充分利用好中國牽頭成立的亞投行與絲路基金，穩(wěn)步推進(jìn)“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目的實(shí)施?！耙粠б宦贰背h并不存在空間局限性，而是以開放包容的姿態(tài)歡迎每個(gè)國家參與，但這同時(shí)也存在參與國經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異較大、文化背景截然不同的挑戰(zhàn)，需要制定完善的“一帶一路”多邊合作機(jī)制，成立處理相關(guān)事宜的國際組織機(jī)構(gòu)，協(xié)調(diào)各國差異，促進(jìn)各參與國貿(mào)易合作。同時(shí)，中國應(yīng)不斷完善“一帶一路”大數(shù)據(jù)，提高“一帶一路”信息透明度，用事實(shí)證明“一帶一路”倡議是互利共贏的公共產(chǎn)品。

注釋

①關(guān)注程度指數(shù)從40左右升至80，數(shù)據(jù)來自“中國一帶一路網(wǎng)”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/。

②中國最重要的“一帶一路”貿(mào)易伙伴國排名來自“中國一帶一路網(wǎng)”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/jcsj/dsjkydyl/79860.htm。