曹 翔,滕聰波,張繼軍

1.海南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,海南 海口 570228 2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢 430073

隨著“一帶一路”倡議的深入推進(jìn),中國(guó)越來(lái)越重視與沿線國(guó)家開(kāi)展更開(kāi)放更高水平的貿(mào)易合作。2016年,中國(guó)政府在“十三五”規(guī)劃中明確提出要提升中國(guó)與各沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易合作水平,積極同其洽談自由貿(mào)易合作。2017年,習(xí)近平主席在“一帶一路”國(guó)際合作高峰論壇開(kāi)幕式中表示將積極構(gòu)建互利共贏的經(jīng)貿(mào)伙伴關(guān)系,建設(shè)“一帶一路”自由貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)。2020年11月,習(xí)近平主席在第三屆中國(guó)國(guó)際進(jìn)口博覽會(huì)開(kāi)幕式發(fā)表主旨演講,進(jìn)一步明確表示要共建高質(zhì)量“一帶一路”,以自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)為重要抓手,推動(dòng)雙多邊經(jīng)貿(mào)合作。然而,截至2020年6月,已有100多個(gè)國(guó)家參與“一帶一路”倡議,卻僅東盟十國(guó)、智利、巴基斯坦、新西蘭、秘魯、哥斯達(dá)黎加、韓國(guó)、馬爾代夫、格魯吉亞等18個(gè)沿線國(guó)家同中國(guó)簽署FTA,其中自2013年“一帶一路”倡議提出以來(lái),僅有韓國(guó)、馬爾代夫、格魯吉亞3個(gè)沿線國(guó)家與中國(guó)簽署FTA。

為什么在中國(guó)政府大力推進(jìn)與“一帶一路”沿線國(guó)家(后文簡(jiǎn)稱沿線伙伴國(guó))簽署FTA的大背景下,僅有3個(gè)沿線伙伴國(guó)與中國(guó)簽署FTA?FTA在中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易中的真實(shí)作用究竟如何?在進(jìn)一步擴(kuò)大中國(guó)與沿線伙伴國(guó)自貿(mào)伙伴朋友圈行動(dòng)中如何更好地借助FTA擴(kuò)大雙邊貿(mào)易規(guī)模?為此,本文試圖從影響FTA簽署的關(guān)鍵因素、簽署FTA對(duì)雙方貿(mào)易帶來(lái)的真實(shí)影響兩個(gè)角度回答上述問(wèn)題。一方面,從影響FTA簽署的關(guān)鍵因素來(lái)看,法治水平是公認(rèn)的首要考量因素。例如,早在2008年4月中國(guó)與新西蘭簽署FTA時(shí),國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)宏觀經(jīng)濟(jì)研究院對(duì)外經(jīng)濟(jì)研究所所長(zhǎng)張燕生表示:由于各國(guó)法律制度和法治水平之間存在差異,協(xié)議雙方在適應(yīng)當(dāng)?shù)胤?、政策等方面面臨諸多挑戰(zhàn)。另一方面,如果已經(jīng)與中國(guó)簽署FTA的沿線伙伴國(guó)并未獲得由此帶來(lái)的貿(mào)易增長(zhǎng),那么同樣會(huì)阻礙其他沿線伙伴國(guó)與中國(guó)簽署FTA,而要客觀定量評(píng)估出與中國(guó)簽署FTA給沿線伙伴國(guó)帶來(lái)的貿(mào)易凈增長(zhǎng)需要借助目前主流的政策評(píng)估工具(準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法)。由此可見(jiàn),采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法客觀估計(jì)出FTA對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易的真實(shí)影響,厘清其對(duì)不同法治水平國(guó)家的異質(zhì)性影響以及在不同法治水平國(guó)家中其作用機(jī)制的差異性,才能全面客觀地回答上述問(wèn)題。由此,本文首先將FTA簽署視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),采用雙重差分模型就FTA簽署的雙邊貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估,然后從法治水平高低這一視角分析其異質(zhì)性,最后在不同法治水平國(guó)家分組中基于中介效應(yīng)方法分析其作用機(jī)制,以期為如何采取針對(duì)性強(qiáng)的策略進(jìn)一步推動(dòng)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)簽署FTA及其擴(kuò)大雙邊貿(mào)易等問(wèn)題提供參考依據(jù)和政策啟示。

一、文獻(xiàn)綜述與理論假說(shuō)

(一)文獻(xiàn)綜述

與本文相關(guān)的研究主要集中于FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響評(píng)價(jià)、FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響路徑、“一帶一路”倡議下FTA的簽署及其效果等。

1.FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響評(píng)價(jià)

傳統(tǒng)區(qū)域一體化理論普遍認(rèn)為FTA的簽署會(huì)促進(jìn)成員國(guó)間的自由貿(mào)易。例如,Baier等[1-2]采用不同國(guó)家樣本研究發(fā)現(xiàn),FTA簽署可以顯著促進(jìn)成員國(guó)之間自由貿(mào)易的實(shí)現(xiàn)。隨后,學(xué)者們進(jìn)一步關(guān)注了FTA對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的異質(zhì)性影響。例如,韓劍等[3]發(fā)現(xiàn)FTA內(nèi)容的差異會(huì)使FTA對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響存在差異,其中包含知識(shí)產(chǎn)權(quán)條款的FTA更有利于知識(shí)產(chǎn)權(quán)相關(guān)產(chǎn)品的進(jìn)出口;周念利[4]發(fā)現(xiàn)締約雙方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異同樣會(huì)使得FTA對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生不同影響,其中南北型FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用明顯優(yōu)于南南型。此外,也有少數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)FTA中有關(guān)原產(chǎn)地規(guī)則的要求增加了企業(yè)的貿(mào)易成本[5-6]。

2.FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響路徑

關(guān)于FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響路徑,學(xué)者們主要從貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移兩條路徑展開(kāi)研究[7-8]。其中,貿(mào)易創(chuàng)造是指FTA的簽署通過(guò)降低成員國(guó)間的貿(mào)易壁壘,從而促進(jìn)雙方貿(mào)易規(guī)模的自發(fā)式增長(zhǎng);而貿(mào)易轉(zhuǎn)移是指FTA的簽署使貿(mào)易從非FTA伙伴國(guó)轉(zhuǎn)向FTA伙伴國(guó)。隨著有關(guān)貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移的研究日漸完善,少數(shù)學(xué)者還進(jìn)一步從環(huán)境規(guī)制、企業(yè)一致行動(dòng)能力等角度考察了FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響機(jī)制[9-10]。

3.“一帶一路”倡議下FTA的簽署及其效果

隨著“一帶一路”倡議高水平對(duì)外開(kāi)放的推進(jìn),近年來(lái)少數(shù)學(xué)者關(guān)注到“一帶一路”倡議下FTA簽署及其對(duì)雙邊貿(mào)易的影響,發(fā)現(xiàn)沿線伙伴國(guó)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的互助與合作促進(jìn)了FTA的簽署,且FTA內(nèi)含的知識(shí)產(chǎn)權(quán)條款有助于雙邊貿(mào)易的發(fā)展[3,11-12]。

然而,令人遺憾的是,已有研究未能量化評(píng)估已經(jīng)生效的FTA對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易的真實(shí)影響,并且忽視了法治水平這一影響FTA實(shí)施效果的關(guān)鍵因素所發(fā)揮的作用,從而難以為如何采取針對(duì)性強(qiáng)的策略推動(dòng)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)簽署FTA及其雙邊貿(mào)易等問(wèn)題提供參考依據(jù)。

(二)理論假說(shuō)

1.FTA與雙邊貿(mào)易

隨著“一帶一路”倡議的深入推進(jìn),與沿線伙伴國(guó)進(jìn)行更開(kāi)放的貿(mào)易合作已經(jīng)成為中國(guó)對(duì)外開(kāi)放的重要目標(biāo)。與沿線伙伴國(guó)簽署FTA可以通過(guò)貿(mào)易便利化、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)等渠道促進(jìn)中國(guó)與這些國(guó)家的雙邊貿(mào)易。其一,根據(jù)中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng),與中國(guó)簽署的FTA大多在建立清晰的貿(mào)易規(guī)則、避免不合理歧視等方面提高了貿(mào)易便利化,從而有利于促進(jìn)雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。其二,對(duì)于與中國(guó)簽署FTA的沿線伙伴國(guó)而言,FTA的簽署將使得其與中國(guó)的貿(mào)易享受更多的優(yōu)惠條款,如更低的關(guān)稅稅率、更少的貿(mào)易壁壘、更低的貿(mào)易成本等,從而通過(guò)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)促進(jìn)雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。其三,對(duì)于與中國(guó)未簽署FTA的國(guó)家而言,與中國(guó)簽署FTA的沿線伙伴國(guó)因FTA而帶來(lái)的優(yōu)惠條款使其貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力變強(qiáng),從而侵蝕那些與中國(guó)未簽署FTA的國(guó)家中不再具有更強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的貿(mào)易份額,即通過(guò)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)促進(jìn)中國(guó)與“一帶一路”沿線FTA伙伴國(guó)之間的雙邊貿(mào)易。鑒于此,本文提出如下研究假說(shuō):

H1:FTA能夠顯著促進(jìn)沿線伙伴國(guó)之間的雙邊貿(mào)易。

2.FTA、法治水平與雙邊貿(mào)易

由于FTA本質(zhì)上是協(xié)議簽署雙方通過(guò)約定條款促進(jìn)雙邊貿(mào)易,因此對(duì)于協(xié)定條款的履行力度和效率直接關(guān)系著FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的真實(shí)促進(jìn)效果。一般而言,沿線伙伴國(guó)法治水平越高,其契約精神越強(qiáng),對(duì)協(xié)定條款的執(zhí)行力度往往越強(qiáng),執(zhí)行效率往往越高,從而對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用可能越大;反之,沿線伙伴國(guó)法治水平越低,其契約精神越弱,對(duì)協(xié)定條款的執(zhí)行力度和執(zhí)行效率往往越低,從而對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用越小?；诖?本文提出如下研究假說(shuō):

H2:與法治水平較低的沿線伙伴國(guó)相比,FTA對(duì)于雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在法治水平較高的沿線伙伴國(guó)中更大。

3.不同法治水平下FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響機(jī)制

由于國(guó)際市場(chǎng)主要由市場(chǎng)供給方、市場(chǎng)需求方以及供需交易三方面構(gòu)成,因此FTA對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易的影響可以從需求側(cè)、供給側(cè)和供需交易三個(gè)環(huán)節(jié)來(lái)進(jìn)行闡述。具體而言,本文以經(jīng)濟(jì)規(guī)模反映需求側(cè)機(jī)制,以技術(shù)創(chuàng)新反映供給側(cè)機(jī)制,以外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本反映供需交易機(jī)制。

(1)需求側(cè)機(jī)制分析:經(jīng)濟(jì)規(guī)模。FTA的簽署可以通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模而促進(jìn)雙邊貿(mào)易擴(kuò)大。一方面,FTA的簽署能夠優(yōu)化協(xié)定覆蓋區(qū)域內(nèi)要素資源配置,提高經(jīng)濟(jì)活動(dòng)效率,進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大[13];另一方面,經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大,消費(fèi)需求越傾向于多樣化、個(gè)性化,從而促使對(duì)外貿(mào)易需求擴(kuò)大[14]。由于良好的法治環(huán)境是促進(jìn)協(xié)定沿線伙伴國(guó)之間雙邊貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大的重要保障[15],因此不同法治水平下FTA通過(guò)經(jīng)濟(jì)規(guī)模這一機(jī)制對(duì)雙邊貿(mào)易可能會(huì)產(chǎn)生不同的影響。一般而言,法治水平越高,越有利于雙邊貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大。

(2)供給側(cè)機(jī)制分析:技術(shù)創(chuàng)新。FTA的簽署可以通過(guò)促進(jìn)沿線伙伴國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新而帶動(dòng)雙邊貿(mào)易發(fā)展[16-17]。據(jù)中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示,與中國(guó)已經(jīng)簽署的FTA中大多明確規(guī)定了與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)的條款。該條款的規(guī)定會(huì)促使簽署國(guó)雙方更加重視技術(shù)創(chuàng)新。根據(jù)毛其淋等[18]的研究,技術(shù)創(chuàng)新的提高不僅可以強(qiáng)化本國(guó)出口優(yōu)勢(shì),同時(shí)能夠使得進(jìn)口國(guó)獲得技術(shù)溢出效應(yīng),進(jìn)而擴(kuò)大雙邊貿(mào)易規(guī)模。相對(duì)于法治水平較低的沿線伙伴國(guó)而言,法治水平較高的沿線伙伴國(guó)往往擁有較為完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)法律,能夠更好地激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新,從而對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用會(huì)更大。

(3)供需交易的機(jī)制分析:外匯儲(chǔ)備、貿(mào)易成本。其一,FTA的簽署可以通過(guò)提升外匯儲(chǔ)備而促進(jìn)雙邊貿(mào)易。FTA的簽署促使雙方國(guó)家直接提高對(duì)沿線伙伴國(guó)的外匯需求與外匯供給,進(jìn)而提高雙方國(guó)家的外匯儲(chǔ)備。根據(jù)王三興[19]的研究,外匯儲(chǔ)備越大越有利于雙邊貿(mào)易的擴(kuò)大。與法治水平較低的國(guó)家相比,法治水平較高的國(guó)家往往需要更多的外匯儲(chǔ)備[20]?？梢?jiàn),FTA的簽署通過(guò)提升外匯儲(chǔ)備對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在較高法治水平沿線伙伴國(guó)中更大。其二,FTA的簽署可以通過(guò)貿(mào)易成本影響雙邊貿(mào)易。一方面,減少關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘是FTA的核心內(nèi)容,而貿(mào)易成本的大小表現(xiàn)為關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘的大小,因而FTA的簽署可以降低雙邊貿(mào)易成本[21];另一方面,貿(mào)易成本是影響國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生的重要因素,越低的貿(mào)易成本往往使得對(duì)外貿(mào)易成交額越大[22]。與法治水平較低的國(guó)家相比,較高法治水平沿線伙伴國(guó)對(duì)于FTA關(guān)稅和非關(guān)稅條款的執(zhí)行能力可能更好,能更嚴(yán)格地按照協(xié)定條款減少關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘以降低貿(mào)易成本,從而對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用更大。

基于此,本文提出如下假說(shuō):

H3a:與法治水平較低的沿線伙伴國(guó)相比,FTA通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在法治水平較高沿線伙伴國(guó)中更大。

H3b:與法治水平較低的沿線伙伴國(guó)相比,FTA通過(guò)提高技術(shù)創(chuàng)新對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在法治水平較高沿線伙伴國(guó)中更大。

H3c:與法治水平較低的沿線伙伴國(guó)相比,FTA通過(guò)增加外匯儲(chǔ)備對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在法治水平較高沿線伙伴國(guó)中更大。

H3d:與法治水平較低的沿線伙伴國(guó)相比,FTA通過(guò)降低貿(mào)易成本對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在法治水平較高沿線伙伴國(guó)中更大。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下雙重差分模型評(píng)估FTA的簽署對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易效應(yīng):

Yit=α+βdidit+δXit×T+ηi+λt+εit

(1)

其中,i和t分別表示國(guó)家和年份;被解釋變量Yit表征沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易額;didit為核心解釋變量,表征沿線伙伴國(guó)FTA簽署的狀況;Xit表示一系列控制變量,包括匯率變動(dòng)、地理距離、貿(mào)易潛力、政府治理質(zhì)量和語(yǔ)言相似度,T為時(shí)間趨勢(shì)一階項(xiàng);ηi表示國(guó)家個(gè)體效應(yīng),λt表示時(shí)間效應(yīng),εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

被解釋變量:雙邊貿(mào)易額(Yit)。借鑒胡再勇等[11]通過(guò)區(qū)域內(nèi)雙邊貿(mào)易額來(lái)衡量雙邊貿(mào)易效應(yīng)的思路,本文以域內(nèi)雙邊貿(mào)易額來(lái)考察FTA的簽署對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易的影響。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)。

核心解釋變量:FTA簽署與時(shí)間的交互項(xiàng)(didit)。參考郭俊杰等[23]的思路,本文根據(jù)表1各FTA的簽署情況采用如下賦值方法:對(duì)于已經(jīng)與中國(guó)簽署FTA的沿線伙伴國(guó),簽署時(shí)間發(fā)生在當(dāng)年6月之前則該年份及以后年份的交互項(xiàng)取值為1,簽署時(shí)間發(fā)生在當(dāng)年6月之后則認(rèn)為是下一年以及以后年份的交互項(xiàng)取值為1;而其他情形交互項(xiàng)均取值為0。關(guān)于FTA簽署情況的數(shù)據(jù)來(lái)源于自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)站。

表1 中國(guó)與沿線伙伴國(guó)簽署FTA情況

控制變量。結(jié)合已有文獻(xiàn)并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取如下控制變量。第一,匯率變動(dòng)(rat)。匯率的變動(dòng)是影響雙邊貿(mào)易的重要因素。一般而言,本幣升值,有利于國(guó)外產(chǎn)品輸入,不利于本國(guó)產(chǎn)品輸出;相反,本幣貶值有利于本國(guó)產(chǎn)品輸出,不利于國(guó)外產(chǎn)品輸入。本文采用人民幣兌其他貨幣的平均匯率來(lái)衡量匯率變動(dòng),其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)。第二,地理距離(dis)。地理距離是影響運(yùn)輸成本的關(guān)鍵因素。通常,地理距離越大意味著運(yùn)輸成本越大,不利于雙邊貿(mào)易。本文以中國(guó)首都與沿線各國(guó)首都之間的距離來(lái)衡量地理距離,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于法國(guó)國(guó)際經(jīng)濟(jì)研究中心(CEPII)數(shù)據(jù)庫(kù)。第三,貿(mào)易潛力(dpg)。貿(mào)易潛力的大小直接影響著雙邊貿(mào)易。本文采用各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率代替貿(mào)易潛力,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)。貿(mào)易雙方的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高會(huì)帶來(lái)越多的雙邊貿(mào)易。第四,政府治理質(zhì)量(zhi)。政府治理質(zhì)量高的國(guó)家通常擁有較為穩(wěn)定的政治環(huán)境、較為成熟的交易市場(chǎng);相反,政府治理質(zhì)量低的國(guó)家存在暴動(dòng)戰(zhàn)亂的可能,其交易市場(chǎng)往往不盡完善。此外,一國(guó)企業(yè)在與政府治理質(zhì)量低的國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易時(shí)需要花費(fèi)更多的時(shí)間去搜尋當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)和企業(yè)信息,增加了企業(yè)的信息成本,不利于雙邊貿(mào)易。本文以全球治理指數(shù)的算術(shù)平均值來(lái)衡量,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于全球治理指標(biāo)(WGI)數(shù)據(jù)庫(kù)。第五,語(yǔ)言相似度(cl)。李光勤等[24]研究發(fā)現(xiàn),語(yǔ)言多樣性會(huì)阻礙國(guó)家的對(duì)外開(kāi)放,不利于貿(mào)易開(kāi)展。貿(mào)易雙方語(yǔ)言相似度越高,雙方在進(jìn)行貿(mào)易時(shí)溝通和洽談越便利,其商務(wù)成本越低,進(jìn)而促進(jìn)雙方進(jìn)行貿(mào)易。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)。

截至2018年底,中國(guó)已與文萊、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來(lái)西亞、緬甸、菲律賓、泰國(guó)、越南、智利、巴基斯坦、新西蘭、新加坡、秘魯、哥斯達(dá)黎加、韓國(guó)、馬爾代夫、格魯吉亞、冰島、瑞士、澳大利亞等21個(gè)國(guó)家簽署FTA,其中18個(gè)國(guó)家為沿線伙伴國(guó)。鑒于馬爾代夫和格魯吉亞與中國(guó)簽署FTA的時(shí)間較晚,本文選取16個(gè)沿線伙伴國(guó)作為處理組,具體見(jiàn)表1。

另外,截至2018年底,“一帶一路”官網(wǎng)發(fā)布的沿線國(guó)家有122個(gè),囿于數(shù)據(jù)的完整性和可獲得性,本文最終獲得了2000—2018年97個(gè)沿線伙伴國(guó)的面板數(shù)據(jù),涉及16個(gè)與中國(guó)簽署FTA的沿線伙伴國(guó)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)特征事實(shí)分析

在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前,本文通過(guò)特征事實(shí)分析法來(lái)初步考察FTA對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)雙邊貿(mào)易的影響。具體來(lái)說(shuō),本文將已經(jīng)與中國(guó)簽署FTA的16個(gè)國(guó)家單獨(dú)展示,其余國(guó)家以對(duì)照組總體形式展示。中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易均值的變化趨勢(shì)如圖1所示?？梢钥闯?除受2008年金融危機(jī)影響外,已經(jīng)與中國(guó)簽署FTA的沿線國(guó)家同中國(guó)的雙邊貿(mào)易額呈現(xiàn)出較為明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì)。

圖1 FTA簽署國(guó)與對(duì)照組雙邊貿(mào)易的變化趨勢(shì)

(二)基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。其中,第(1)列為未考慮控制變量的初始回歸結(jié)果。第(2)～(6)列依次逐步納入其他控制變量。未加入控制變量時(shí),本文所關(guān)注的核心交互項(xiàng)didit的估計(jì)系數(shù)顯著為正;加入控制變量后,核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)符號(hào)仍為正,且顯著性水平不變。第(2)列中加入了匯率變動(dòng),結(jié)果顯示匯率變動(dòng)對(duì)雙邊貿(mào)易的影響顯著為正。第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入了地理距離,發(fā)現(xiàn)該變量與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān),表明地理距離的增大抑制了雙邊貿(mào)易。第(4)列進(jìn)一步加入了貿(mào)易潛力,發(fā)現(xiàn)貿(mào)易潛力會(huì)促進(jìn)雙邊貿(mào)易。第(5)列在以上基礎(chǔ)上加入了政府治理質(zhì)量,發(fā)現(xiàn)其與雙邊貿(mào)易正相關(guān)。第(6)列中還加入了語(yǔ)言相似度,其估計(jì)系數(shù)顯著為正,即語(yǔ)言相似度越高越有利于雙邊貿(mào)易增長(zhǎng)。總體而言,在逐個(gè)加入其他控制變量的過(guò)程中,核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這表明FTA的簽署促進(jìn)了中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易,從而驗(yàn)證了假說(shuō)H1。

表3 基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果

(三)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)及時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng)

借鑒Beck等[25]的做法,本文采用事件研究法考察平行趨勢(shì)及時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng),具體模型如下:

(2)

本文以首批FTA簽署的時(shí)間為基期,對(duì)于FTA簽署基期前第j年的處理組國(guó)家而言did-j取值為1,對(duì)于FTA簽署基期后第j年的處理組國(guó)家而言didj取值為1;其他情形均取值為0。

平行趨勢(shì)及時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果如圖2所示。其中,每個(gè)βt的回歸結(jié)果所對(duì)應(yīng)的垂直虛線表示95%水平的置信區(qū)間。在FTA簽署之前,交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均不顯著,即符合平行趨勢(shì)假定;而在協(xié)議簽署當(dāng)年及之后的所有年份中,交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均顯著為正,表明FTA的簽署顯著地促進(jìn)了沿線伙伴國(guó)與中國(guó)的雙邊貿(mào)易增長(zhǎng),且這一促進(jìn)作用逐年增大。

圖2 平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)及時(shí)間動(dòng)態(tài)效應(yīng)

(四)安慰劑檢驗(yàn)

1.虛假設(shè)定政策時(shí)間

為檢驗(yàn)雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)源自雙方FTA簽署的可靠性,本文通過(guò)將沿線伙伴國(guó)FTA簽署時(shí)間提前2年構(gòu)建虛假政策時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。若虛假設(shè)立FTA簽署年份后實(shí)證結(jié)果中核心交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正,則說(shuō)明雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)并不是由FTA的簽署引起的,而是源自其他因素;若核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著,則說(shuō)明雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)源于FTA的簽署?；谔摷僭O(shè)定政策時(shí)間的回歸結(jié)果見(jiàn)表4第(1)列,核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著。

表4 安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

2.虛假設(shè)定處理組

為進(jìn)一步檢驗(yàn)雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)來(lái)自雙方FTA的簽署而非其他因素的影響,本文分別選取與處理組國(guó)家距離最近的沿線伙伴國(guó)作為虛假處理組,并以除真實(shí)處理組和虛假處理組之外的其他沿線國(guó)家作為新的對(duì)照組進(jìn)行檢驗(yàn)。若虛假設(shè)立FTA簽署國(guó)家后核心交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正,則說(shuō)明雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)并非源自這些國(guó)家同中國(guó)簽署FTA,而是源自其他因素;若核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著,則說(shuō)明雙邊貿(mào)易的增長(zhǎng)源于這些國(guó)家同中國(guó)簽署FTA?；谔摷偬幚斫M的回歸結(jié)果見(jiàn)表4第(2)列,核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著。

3.隨機(jī)抽樣的安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)FTA簽署對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易效應(yīng)是否受到遺漏其他重要變量和潛在非可觀測(cè)因素的影響,本文參考李衛(wèi)兵等[26]的做法,采用隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。首先,依據(jù)每個(gè)簽署年份對(duì)應(yīng)處理組國(guó)家的個(gè)數(shù),逐年隨機(jī)抽取同等數(shù)量的國(guó)家作為虛假處理組并將其余國(guó)家作為對(duì)照組;然后,將虛假處理組國(guó)家與協(xié)定簽署年份相對(duì)應(yīng)構(gòu)造核心交互項(xiàng);最后,基于基準(zhǔn)模型式(1)進(jìn)行估計(jì)。為保證抽樣結(jié)果的可靠性,本文進(jìn)行了1 000次的隨機(jī)抽樣,得到如圖3所示的估計(jì)結(jié)果。圖3展示了隨機(jī)虛假設(shè)定FTA簽署國(guó)家的核心交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)的概率分布。不難看出,基于隨機(jī)抽樣的核心交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)圍繞0均勻分布,與基準(zhǔn)回歸核心交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)(0.479)存在較大差異,即通過(guò)了隨機(jī)抽樣的安慰劑檢驗(yàn)。

圖3 基于隨機(jī)抽樣的安慰劑檢驗(yàn)

(五)工具變量

雖然前文可以很大程度上緩解遺漏變量等內(nèi)生性問(wèn)題,但仍然存在處理組樣本選擇非完全隨機(jī)的可能。對(duì)此,本文采用工具變量法緩解內(nèi)生性問(wèn)題?？紤]到中國(guó)與沿線各國(guó)簽署FTA的最早時(shí)間是2003年,因此本文以2000年的雙邊貿(mào)易額這一歷史變量來(lái)構(gòu)建工具變量(iv)進(jìn)行處理,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)。選擇這一工具變量的合理之處在于:第一,相關(guān)性,歷史年份的雙邊貿(mào)易額體現(xiàn)了雙邊貿(mào)易的緊密程度,而雙邊貿(mào)易緊密程度直接關(guān)系著雙方是否簽署FTA這一決策,從而滿足相關(guān)性;第二,外生性,歷史年份的雙邊貿(mào)易額并不會(huì)直接影響當(dāng)期的雙邊貿(mào)易,即滿足外生性。

表5第(1)列為以歷史雙邊貿(mào)易額作為工具變量的第一階段回歸結(jié)果。首先,歷史雙邊貿(mào)易額的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明歷史雙邊貿(mào)易額顯著促進(jìn)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)FTA的簽署,即滿足相關(guān)性。其次,基于弱工具變量檢驗(yàn)原理的F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值10,表明不存在弱工具變量問(wèn)題。最后,基于不可識(shí)別檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)量為9.749,且在5%的水平上顯著,從而拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)。表5第(2)列報(bào)告了以歷史雙邊貿(mào)易額作為工具變量的第二階段回歸結(jié)果,其核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正。這表明在通過(guò)上述工具變量緩解處理組選擇潛在非隨機(jī)性這一內(nèi)生性因素后,簽署FTA仍然顯著促進(jìn)了中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易。

表5 工具變量檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

(六)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.兩期倍差法

由于中國(guó)與各沿線伙伴國(guó)簽署FTA的時(shí)間不統(tǒng)一,因此前文采用的多期倍差法可能因潛在時(shí)間序列相關(guān)性而給估計(jì)結(jié)果帶來(lái)偏誤。為此,本文將全樣本劃分為FTA簽署前和FTA簽署后,并以各相關(guān)變量在這兩個(gè)時(shí)期的均值來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。兩期倍差法對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果見(jiàn)表6第(1)列,核心交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正。這與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

2.改變變量賦值

前文在定義核心交互項(xiàng)時(shí),以協(xié)議簽署時(shí)間在上半年定義為政策實(shí)施當(dāng)年,而協(xié)議簽署時(shí)間在下半年則將政策實(shí)施起始年份定義為下一年。為考察這一賦值方法是否會(huì)給估計(jì)結(jié)果帶來(lái)偏誤,本文采用不區(qū)分上下半年的方法,直接將簽署當(dāng)年定義為政策實(shí)施起始年份,得到表6第(2)列的估計(jì)結(jié)果,核心交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正,即前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.控制變量滯后一期

為考察控制變量與被解釋變量的潛在互為因果關(guān)系對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響,本文將控制變量做滯后一期處理,并以其替換原有控制變量進(jìn)行回歸分析,得到表6第(3)列的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn),核心交互項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸一致。這再次表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

4.控制變量時(shí)變效應(yīng)

為考察控制變量的多階時(shí)變效應(yīng)對(duì)本文估計(jì)結(jié)果的潛在影響,本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入了控制變量與時(shí)間趨勢(shì)2～3階項(xiàng)的交乘進(jìn)行回歸,得到表6第(4)列的估計(jì)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn),核心交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正,即支持了前文基準(zhǔn)回歸。

四、異質(zhì)性及其作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)基于法治水平差異的異質(zhì)性檢驗(yàn)

根據(jù)各國(guó)法治水平劃分,本文將沿線伙伴國(guó)的法治水平劃分為較高法治水平和較低法治水平,具體做法如下:以2013年沿線伙伴國(guó)法治水平為依據(jù),當(dāng)某國(guó)法治水平數(shù)值超過(guò)2013年各國(guó)法治水平的中位數(shù)則定義該國(guó)為較高法治水平國(guó)家,否則定義為較低法治水平國(guó)家。表7第(1)列匯報(bào)了較高法治水平國(guó)家的估計(jì)結(jié)果,第(2)列匯報(bào)了較低法治水平國(guó)家的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示:中國(guó)與高法治水平沿線伙伴國(guó)簽署FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用較大,而與低法治水平沿線伙伴國(guó)簽署FTA對(duì)雙邊貿(mào)易的影響不明顯,從而驗(yàn)證了假說(shuō)H2。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

(二)基于異質(zhì)性法治水平視角的作用機(jī)制檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)與需求側(cè)、供給側(cè)、供需交易相對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本等四種作用機(jī)制如何影響FTA對(duì)中國(guó)與不同法治水平伙伴國(guó)間雙邊貿(mào)易的異質(zhì)性影響,本文參考張國(guó)建等[27]的做法,構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。

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為中介變量,包括經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本。經(jīng)濟(jì)規(guī)模以GDP總量來(lái)衡量,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行人類發(fā)展指標(biāo)(WDI)數(shù)據(jù)庫(kù);技術(shù)創(chuàng)新以非居民專利申請(qǐng)表示,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源為世界銀行人類發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù);外匯儲(chǔ)備以國(guó)際外匯儲(chǔ)備衡量,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于全球創(chuàng)業(yè)觀察(GEM)數(shù)據(jù)庫(kù);貿(mào)易成本以平均關(guān)稅衡量,其原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)中介效應(yīng)原理,若式(4)中did的估計(jì)系數(shù)β1顯著且式(5)中did的估計(jì)系數(shù)β2和M的估計(jì)系數(shù)ρ2均顯著,則表明存在部分中介效應(yīng),其中介效應(yīng)大小為β1ρ2;若式(4)中did的估計(jì)系數(shù)β1不顯著,則表明中介效應(yīng)不明顯;若式(4)中did的估計(jì)系數(shù)β1顯著,并且式(5)中did的估計(jì)系數(shù)β2顯著、M的估計(jì)系數(shù)ρ2不顯著,同樣表明中介效應(yīng)不明顯。由此,根據(jù)法治水平異質(zhì)性將樣本劃分為較高、較低法治水平國(guó)家,然后在兩類樣本中分別基于式(3)～(5)進(jìn)行影響機(jī)制檢驗(yàn)。

1.較高法治水平下影響機(jī)制檢驗(yàn)

較高法治水平樣本下式(3)的估計(jì)結(jié)果與表7異質(zhì)性檢驗(yàn)第(1)列對(duì)應(yīng),其交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正。表8第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本的估計(jì)結(jié)果。以經(jīng)濟(jì)規(guī)模、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本為因變量時(shí)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),即在較高法治水平樣本中FTA簽署顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增大、外匯儲(chǔ)備的增加和貿(mào)易成本的降低;以技術(shù)創(chuàng)新為因變量時(shí)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著,其可能原因在于:較高法治水平國(guó)家往往對(duì)應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的發(fā)達(dá)國(guó)家,擁有較為先進(jìn)的技術(shù)水平,在雙邊貿(mào)易中獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)較小,從而使得FTA的簽署對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新的作用不明顯[18,28]。表8第(5)列為將所有中介機(jī)制同時(shí)放入中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。交互項(xiàng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和外匯儲(chǔ)備的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,而貿(mào)易成本的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。進(jìn)一步根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)原理可知,經(jīng)濟(jì)規(guī)模、外匯儲(chǔ)備以及貿(mào)易成本表現(xiàn)為部分中介效應(yīng),而技術(shù)創(chuàng)新未表現(xiàn)出中介效應(yīng)。這表明較高法治水平沿線伙伴國(guó)與中國(guó)簽署FTA可以通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模、增加外匯儲(chǔ)備和降低貿(mào)易成本而顯著促進(jìn)雙邊貿(mào)易,但未能通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新而擴(kuò)大雙邊貿(mào)易。

表8 較高法治水平樣本下的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

2.較低法治水平下影響機(jī)制檢驗(yàn)

較低法治水平樣本下式(3)的估計(jì)結(jié)果與表7異質(zhì)性檢驗(yàn)第(2)列對(duì)應(yīng),其交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著。表9第(1)～(4)列為基于式(4)且中介變量分別為經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本的估計(jì)結(jié)果。以經(jīng)濟(jì)規(guī)模和外匯儲(chǔ)備為因變量時(shí)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著,以技術(shù)創(chuàng)新和貿(mào)易成本為因變量時(shí)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。表9第(5)列為將所有中介機(jī)制同時(shí)放入中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著,技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本的估計(jì)系數(shù)不顯著。結(jié)合中介效應(yīng)原理,在較低法治水平沿線伙伴國(guó),經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本均未表現(xiàn)出中介效應(yīng)。這表明較低法治水平沿線伙伴國(guó)與中國(guó)簽署FTA未能通過(guò)上述四個(gè)機(jī)制變量而影響雙邊貿(mào)易。

表9 較低法治水平樣本下的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

綜上可知,FTA通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模、增加外匯儲(chǔ)備、降低貿(mào)易成本對(duì)雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用在較高法治水平沿線伙伴國(guó)中較為顯著,而在較低法治水平沿線伙伴國(guó)中不顯著,且未通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)中國(guó)與較高、較低法治水平伙沿線伴國(guó)的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響,即假說(shuō)H3a、H3c和H3d成立而假說(shuō)H3b不成立。

五、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用雙重差分模型就FTA簽署對(duì)中國(guó)與沿線伙伴國(guó)之間雙邊貿(mào)易的真實(shí)影響、異質(zhì)性效果及其作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究。主要結(jié)論如下:(1)利用雙重差分模型證實(shí)FTA的簽署顯著促進(jìn)了中國(guó)與沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易,且經(jīng)過(guò)工具變量緩解樣本選擇的非隨機(jī)性以及多維度穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論依然成立;(2)簽署FTA對(duì)較高法治水平沿線伙伴國(guó)與中國(guó)進(jìn)行雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用更大;(3)FTA從需求側(cè)、供給側(cè)、供需交易三個(gè)方面通過(guò)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、技術(shù)創(chuàng)新、外匯儲(chǔ)備和貿(mào)易成本四種機(jī)制對(duì)較高、較低法治水平沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生異質(zhì)性影響,表現(xiàn)為FTA在高法治水平沿線伙伴國(guó)中主要通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模、增加外匯儲(chǔ)備和降低貿(mào)易成本這三種機(jī)制對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用,未能通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新而促進(jìn)雙邊貿(mào)易,而在低法治水平沿線伙伴國(guó)未通過(guò)這四種中介機(jī)制對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響。

基于上述研究結(jié)果,本文得到如下政策建議和啟示。(1)加大力度推進(jìn)FTA在沿線伙伴國(guó)的提質(zhì)擴(kuò)容。首先,中國(guó)作為“一帶一路”倡議的推動(dòng)者,在與沿線伙伴國(guó)洽談FTA的過(guò)程中可以將知識(shí)產(chǎn)權(quán)、爭(zhēng)端解決和產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)等有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新的條款更好地納入FTA談判中,加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新條款的約定和談判,通過(guò)與沿線伙伴國(guó)開(kāi)展技術(shù)合作,構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的高質(zhì)量FTA網(wǎng)絡(luò)。其次,“一帶一路”倡議提出以來(lái),已有100多個(gè)國(guó)家加入倡議建設(shè),但大多數(shù)國(guó)家仍未與中國(guó)簽署FTA。為此,中國(guó)應(yīng)借助“一帶一路”倡議加強(qiáng)與沿線伙伴國(guó)之間的政策溝通,并就其二者之間的貿(mào)易合作與經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略進(jìn)行交流磋商,在保證FTA質(zhì)量的同時(shí),實(shí)現(xiàn)數(shù)量上的跨越式發(fā)展。(2)因地制宜地放寬對(duì)低法治水平沿線伙伴國(guó)的貿(mào)易優(yōu)惠政策。實(shí)證分析結(jié)果顯示:FTA的貿(mào)易效應(yīng)對(duì)低法治水平沿線伙伴國(guó)效果不明顯且未能通過(guò)降低貿(mào)易成本以促進(jìn)FTA低法治水平沿線伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易。為此,中國(guó)在與低法治水平沿線伙伴國(guó)洽談FTA時(shí),可在FTA條款中進(jìn)一步通過(guò)簡(jiǎn)化通關(guān)手續(xù),放寬相關(guān)稅收優(yōu)惠措施降低貿(mào)易成本,并且強(qiáng)化法治條款約定,以更大力度促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展。