“一带一路”倡议的贸易效应及其区域异质性

刘玉萍 郭郡郡

[摘 要]贸易畅通是“一带一路”建设的重点内容，但由于贸易影响因素的复杂性，“一带一路”倡议的贸易效应很少被定量评估。文章基于2003年至2018年中国与“一带一路”沿线国家的季度进出口数据，采用给定有限信息面板数据下的“反事实”分析方法，实证评估了“一带一路”倡议的贸易效应及其区域异质性。研究发现：整体而言，“一带一路”倡议具有负的进口效应和正的出口效应;不同区域，“一带一路”倡议对进（出）口的影响不仅大小不同，甚至方向相反;对外直接投资对进口的替代是导致出现负的进口效应的重要原因。根据实证结果，在深入推进“一带一路”建设的过程中，应注重维护与沿线国家的贸易平衡，对不同区域采用有针对性的差异化贸易发展政策。

[关键词]“一带一路”倡议;贸易效应;面板“反事实”方法

[中图分类号]F742[文献标识码]A[文章编号]1673-0461（2020）11-0051-12

一、引 言

自2013年9月和10月，习近平提出共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”（即“一带一路”）的倡议以来，经过持续推进，“一带一路”倡议目前已经成为广受关注的国际公共产品。作为我国推动新一轮对外开放的重要举措，“一带一路”倡议旨在促进中国与沿线国家的共同发展，共享发展成果，“一带一路”倡议以“政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通、民心相通”为合作重点，其中，贸易畅通在“一带一路”建设中发挥了重要的引领作用，是“一带一路”倡议得以顺利实施的基础和纽带。截至2018年6月，根据海关总署和商务部的统计，中国已在“一带一路”沿线国家建设境外经贸合作区82个，与“一带一路”沿线国家贸易总额累计超过5万亿美元，且成为25个沿线国家最大的贸易伙伴①，在贸易保护主义和反全球化浪潮抬头的形势下，中国与“一带一路”沿线国家贸易的增长成为全球贸易发展的新亮点。

那么，“一带一路”倡议所释放的制度红利对贸易增长的贡献究竟如何呢？根据国际贸易相关理论[1]，两国贸易受诸多因素影响，且不同因素彼此交融，相互作用。显然，“一带一路”倡议发起之后中国与沿线国家贸易的增长也是多重因素共同作用的结果，这意味着，欲有效评估“一带一路”倡议的贸易效应，所需面临的主要挑战在于：如何在不同因素中，尽可能分离出“一带一路”倡议对贸易增长的“净”效应。

不仅如此，区别于其它合作组织或机制，“一带一路”倡议是一个多元开放包容的合作性倡议，主张采取灵活多样的方式进行区域经济合作。正是由于“一带一路”倡议的灵活性，基于是否批准了与中国的双边合作协议或在“一带一路”有节点，目前“一带一路”倡议的参与国家已达103个②。这些国家在地理上横贯欧亚大陆、西太平洋和印度洋，不仅经济发展水平差异巨大，资源禀赋、政治制度和文化传统各异，而且不同区域内的国家参与“一带一路”建设的时间节点和参与程度也多有不同，这就使得，如果“一帶一路”倡议是中国与沿线国家贸易增长的致因，其政策效应应具有时变性和区域异质性，由此，当评估“一带一路”倡议的贸易影响时，有必要进一步关注的问题是：“一带一路”倡议的政策效应如何随时间变化？对于不同区域，“一带一路”倡议的贸易影响是否会有所不同？

针对上述问题，本研究拟采用Hsiao等（2012）提出的面板数据“反事实”方法（以下简称HCW方法），对“一带一路”倡议的贸易效应进行实证评估[2]。HCW方法的基本思路是：如果实验组（受政策影响）与控制组（不受政策影响）受到一系列共同外部因素的作用，则可以通过估计政策实施前实验组与控制组间的相关性，拟合出政策实施后实验组的“反事实”值，再用其与实验组的实际值进行比较，“反事实”值对实际值的偏离，即为政策作用的效果[3]。通过全体样本和特定区域样本“反事实”值与实际值的比较，HCW方法不仅能对“一带一路”倡议整体贸易效应进行评估，还可以进一步实现贸易影响时变趋势和区域异质性的检验。

本文的边际贡献可能在于：①采用HCW方法对“一带一路”倡议的贸易效应进行实证检验，丰富了有限信息面板数据下“反事实”方法在宏观政策效应评估中的应用;②除关注“一带一路”倡议的整体进（出）口效应，还进一步分析了贸易效应的时变趋势和区域差异，检验了“一带一路”倡议贸易效应的动态性和异质性，不仅在一定程度上有助于更全面理解“一带一路”倡议背景下双边贸易的发展，还为“一带一路”倡议推行中差异化双边贸易政策的实施提供了必要性和合理性依据;③从投资和贸易关系的角度对“一带一路”倡议的进口负效应进行了解释，为理解贸易政策和贸易发展的关系提供了新的视角。

笔者期待，本文的研究不仅能够为准确客观地评估“一带一路”倡议的经济和政治影响提供新的思路，还可为后继差异化且靶向明确的贸易发展政策制定提供决策参考和科学建言。

二、文献综述

作为国家级顶层合作倡议，“一带一路”倡议已成为当今全球范围内最受欢迎的国际公共产品之一[4]，与“一带一路”倡议的提出、推动和建设相呼应，学者们积极跟进并产出了大量与“一带一路”倡议相关的研究成果。从内容上看，国内外学界有关“一带一路”倡议的研究大体遵循了“动机·行为·影响”的实践逻辑[5]，在实践研究过程的不同阶段，贸易均因其具有的特殊作用而受到了研究者们的关注：首先，从动机来看，“一带一路”倡议是在国际上“反全球化”浪潮兴起和国内产能结构性过剩的背景下提出的，强化国际经贸合作以体现中国的大国担当[6-7]，以及推动中国企业和产品“走出去”以消化过剩产能[8]，被视为中国提出“一带一路”倡议的重要初始动因;其次，就行为而言，“一带一路”建设以“五通”为重点合作领域，贸易畅通不仅是“五通”的重要内容，也为政策、设施、资金、民心等领域的联结提供支持和纽带，清除贸易障碍[9]、激发贸易潜力、促进贸易发展[10]始终是“一带一路”建设的不变主题。

在贸易发展动机和不同的对外贸易促进行为下，“一带一路”倡议对贸易的影响自然也为各界所关注。研究表明，“一带一路”倡议不仅在宏观层面为全球贸易治理做出了贡献[11]，还能够有效提升中国制造业企业的国际化程度，从而对微观企业产生积极影响[12]。随着“一带一路”建设的持续推进，中国与沿线国家基础设施的互联互通得以改善[13]，经贸合作水平得以提升[14]，产业投资布局得以拓展和优化[15]，由此带来贸易便利化程度的提高，以及贸易效率和贸易潜力的提升，都将显著地促进中国与沿线国家贸易的发展[16]。

为检验“一带一路”倡议对贸易助推作用的大小，研究者进一步对“一带一路”倡议的贸易影响进行了评估。有关“一带一路”倡议贸易效应的实证研究多以拓展的引力模型为基本框架，采用双重差分法以及面板固定效应作为模型設定和估计方法。根据引力模型[17]，距离和经济发展水平均为两国间贸易的重要影响因素，“一带一路”沿线国家横跨亚欧非，且不同国家发展水平各异，这意味着对于不同区域的国家，“一带一路”倡议的贸易影响也将有所不同。事实上，基于不同“一带一路”沿线国家（区域）的研究显示，对于不同区域甚至不同国家，“一带一路”倡议具有相对不同的影响，但在进行政策效应评估时，政策效应的异质性却为大部分研究所忽略。此外，由于贸易受诸多因素影响，而“一带一路”沿线多为发展中国家，相关统计数据并不健全，当采用双重差分法基础上的面板固定效应模型进行“一带一路”倡议政策效应的评估时，很可能因数据不足、因果不明、遗漏变量等问题而导致估计结果出现偏差。在此情形下，HCW方法为给定有限信息面板数据下宏观政策处理效应的识别提供了新的思路。

传统上在宏观经济研究中，常用的政策评估方法有联立方程模型、向量自回归模型（VAR模型）和动态随机一般均衡模型（DSGE模型），然而，这些方法固有的局限性在很大程度上限制了它们的广泛使用。例如，联立方程模型依赖于变量先验的外生性和内生性假定;VAR模型不得不面对变量维数的限制和经济机理解释的困难;DSGE模型的有效性则仰仗于模型设定的可靠性和较强的计算机编程能力。近些年来，经济学家开始借鉴微观计量领域随机受控实验的思想，通过构建“反事实”框架来进行宏观政策效应的评估，所涉方法主要有工具变量（Instrumental Variable，IV）、双重差分（Differences-in-Differences，DID）、倾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）以及断点回归（Regression Discontinuity，RD）等[18]。然而，这些评估方法要么需满足较强的前提假设（如DID和PSM③），要么具有较高的数据（如PSM和RD）和变量（如IV）要求，这在一定程度上制约了它们在宏观政策评估中的应用。

Hsiao等（2012）在给定有限信息面板数据的情况下，提出了一种新的方法来识别政策处理效应[2]。HCW方法认为，经济系统的一些不可观测的公共因子同时驱动着截面上实验组个体和控制组个体的经济运行，虽然它们的影响程度不同，但在截面上具有一定联动性或相关性，故可基于政策发生前实验组和控制组相关关系和政策发生后控制组的值，来预测政策发生后实验组的“反事实”值，而政策发生后实验组实际值与“反事实”值之差即可视为政策效应。HCW方法在一定程度上可克服宏观政策效应评估中存在的因果关系不明确、理论建模复杂、遗漏变量、时间序列数据不足等困难，降低了变量选择与估计方法对实证结果稳健性的干扰[19]，与被普遍使用的双重差分法相比，HCW方法则放松了双重差分估计所依赖的随机性假设，即当控制了可观察的协变量后，个体是否受到政策的影响是随机的，除此之外，HCW方法还允许不同个体对政策的反应存在异质性。正因为其诸多优点，HCW方法一经提出，便在宏观政策效应评估中得到了广泛的应用。例如，使用HCW方法，Zhang等（2014）评估了美加自由贸易协定对加拿大经济的影响[20];Ouyang和Peng（2015）评估了4万亿经济刺激计划对中国经济的影响[21];Bai等（2014）评估了房产税对房价的影响[22];边文龙等（2017）评估了保险费率市场化对保费收入和赔付率的影响[23]等。

综上，尽管已有大量文献以中国与特定“一带一路”沿线国家（区域）的经贸发展作为研究对象，且大多在理论分析和统计推断中支持了“一带一路”倡议对贸易的积极影响，但由于评估方法和数据的局限性，鲜见研究者对“一带一路”倡议的贸易效应直接予以定量评估，更遑论政策效应异质性的检验了。相比其他政策效应评估方法，HCW方法具有信息使用较少，参数估计简便，结果稳健性较好等优势，借鉴HCW模型的“反事实”思想，为评估“一带一路”倡议的贸易效应及其区域异质性提供了新的思路。

三、中国与“一带一路”沿线国家的贸易：基本事实

近年来，随着经济的发展和对外开放程度的提高，我国对外贸易规模日益扩大，在此背景下，中国与“一带一路”沿线国家的进出口贸易也得到了长足的发展④。图1显示，1998年到2017年间，中国与“一带一路”沿线国家的进口贸易额由219亿美元增长为4 548亿美元，出口贸易额由238亿美元增长为6 407亿美元，除少数年份外，中国与“一带一路”沿线国家的进（出）口额一直呈增长趋势。事实上，不仅贸易额快速增长，同一时期中国与“一带一路”沿线国家进出口额占中国对外贸易进出口总额的比例也一直处于稳定增长的进程之中。1998年，中国与“一带一路”沿线国家的进出口额占中国对外贸易进出口总额的14.12%，到2017年，这一比例已增至26.67%，“一带一路”沿线国家在中国进出口贸易中占据越来越重要的地位。如果从贸易差额看，2006以前，中国对“一带一路”沿线国家处于贸易逆差状态，但净进口额多低于100亿美元，从2006年开始，中国对“一带一路”沿线国家开始进入贸易顺差阶段，此后贸易顺差规模持续扩大，尤其是2013年之后，中国对“一带一路”沿线国家的贸易顺差突破1 000亿美元，占中国贸易顺差总额的比例达到40%左右，“一带一路”沿线国家已成为中国贸易顺差的主要来源国。

上述分析可知，随着中国同“一带一路”沿线国家贸易的增长，“一带一路”沿线国家在我国对外贸易发展，尤其是贸易顺差创造中正发挥着越来越重要的作用。那么，“一带一路”倡议的发起，是否进一步夯实了中国与“一带一路”沿线国家的贸易发展呢？如果将2013年习近平正式提出“一带一路”作为该倡议的发端，图1显示，之后的2014年中国与“一带一路”沿线国家的进出口总额有了显著地增长，但在2015年和2016年却又连续两年下降，直到2017年才又重新增至2014年的水平。分进口和出口，2014年中国与“一带一路”沿线国家进出口总额的增长大部分应归因于出口的增长，进口额仅有温和地增加。而2015年和2016年中国与“一带一路”沿线国家进出口总额的下降则主要来自进口额的大幅下降，甚至到2017年，进口额仍比2014年少了近300亿美元，而出口在2015年和2016年仅有温和地减少。由于2013年之后，中国对外贸易进口和出口整体也处于先增长（2014年）后下降（2015年和2016年）再增长（2017年）的波动状态，因此，不能判定2013年之后中国与“一带一路”沿线国家进（出）口的波动是由于宏观环境的影响还是来自“一带一路”倡议的作用，但根据进口和出口差异巨大的波动幅度，却不难推断：如果“一带一路”倡议对中国与“一带一路”沿线国家的贸易发展产生影响，其对进口和出口的影响将会有所不同，其对出口的积极影响将更大。

从覆盖范围看，“一带一路”建设横跨亚欧非，不同国家与中国有着不同的地理距离和水陆交通连接。尽管所分析的“一带一路”沿线国家多为发展中国家，但各国的经济发展水平、资源禀赋、文化传统，乃至与中国的经贸往来参差不齐。图2显示，如果按地理位置和经济联系将“一带一路”沿线国家归于不同的区域，以进出口总额表示的中国与不同区域的贸易强度差别甚大，不同区域国家进出口所占比重一直处于动态变化之中。其中，同中国贸易强度最高的为东盟10國，除2008年亚洲金融危机当年外，其余年份中国同东盟10国的贸易额一直占中国与“一带一路”国家贸易总额的40%以上;除东盟10国外，中国同西亚18国也有较密切的经贸往来，贸易额占中国与“一带一路”沿线国家贸易总额的份额常年在20%到30%之间波动;相对而言，南亚8国、中亚5国、独联体7国和中东欧16国同中国的贸易额较小，其进出口占中国与“一带一路”沿线国家进出口总额的比例尽管持续变化，但历年均低于15%。

值得注意的是，由于中国与不同区域“一带一路”沿线国家贸易发展的动态性，不同区域贸易额所占相对份额也在不断发生变化，尤其是2013年“一带一路”倡议发起之后，中国与不同区域“一带一路”国家贸易额所占比例甚至呈现出不同方向的变化。从图2可以看出，2013年之后，中国与东盟10国的贸易额在“一带一路”沿线国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%，而同期与西亚18国贸易额所占比重则由28.34%降为22.59%，类似的，南亚8国和独联体7国，中东欧16国和中亚5国，在2013年时分别占有相似的贸易份额，但在“一带一路”倡议发起之后所占份额却发生了不同方向的分离。从“一带一路”倡议发起之后中国与不同区域贸易发展的相对变化，可以推断：如果“一带一路”倡议对中国与沿线国家的进（出）口产生影响，其对不同区域应具有异质性的贸易效应。

四、“一带一路”倡议贸易效应的实证分析

（一）实证方法

当前，中国几乎已与世界上所有国家开展了贸易往来，中国与特定国家的贸易除与某些特定因素有关外，也受一些公共因子（如资本、文化、技术等）的影响，尽管这些公共因子对中国与不同国家的贸易影响程度不一，但这些公共因子的存在也使得中国与世界各国的贸易具有了相关性。假定y0it是“一带一路”倡议实施前中国对i国在t年的贸易额，其生成过程的因子模型可表述为：

（二）“一带一路”倡议的进出口效应

为采用上述HCW方法评估“一带一路”倡议的贸易效应，笔者收集了中国与“一带一路”沿线国家以及主要贸易伙伴国（地区）2003年至2018年的季度进出口数据，数据主要源自国家统计局和中经网统计数据库，所有数据均以2003年为基期根据价格指数进行了调整，且为保持数据的平稳性，对调整后的数据进行了对数处理。

虽然“一带一路”是一个开放的国际合作倡议，“一带一路”建设的参与国之间并无固定的合作模式，但在实际推行过程中，中国与沿线国家陆续签定了共建“一带一路”合作的文件，中国与“一带一路”沿线国家的贸易发展势必受到这些政策文件的影响。根据HCW方法，这些受政策影响的国家为实验组国家，包括所有“一带一路”沿线国家⑤。此外，为后继进行贸易效应的区域异质性检验，实验组国家还进一步按地域属性被划分为六大区域板块，分别为东盟10国、西亚17国、南亚7国、中亚5国、独联体7国和中东欧14国。

采用HCW方法，控制组国家（地区）的选择需满足两个条件：一是中国与控制组国家（地区）的国际贸易与“一带一路”沿线国家紧密相关，因而二者可受某些共同因子的影响;二是中国与控制组国家（地区）的国际贸易必须外生于“一带一路”倡议，换句话说，“一带一路”倡议发起后，中国与“一带一路”沿线国家的国际贸易对控制组国家（地区）没有影响。为此，首先，在非“一带一路”沿线国家（地区）中选取了样本期间与中国季均进出口总额超过500亿元的国家（地区），这些国家（地区）与中国有较为稳定的贸易往来，可较大程度上消除“剧烈波动”的不利影响，且与“一带一路”沿线国家一道，它们与中国的国际贸易均受中国经济发展状况，外向型政策、汇率、贸易条件等共同因子的影响。其次，“一带一路”倡议发起后，中国与“一带一路”沿线国家贸易的扩张可能对非“一带一路”沿线国家（地区）产生“挤出”，从而使中国与这些国家（地区）的国际贸易缺乏外生性，为尽可能减少此“挤出”效应的影响，进一步在控制组备选国家（地区）中删除了发展中国家⑥。除此之外，为保证控制组国家（地区）能够更好地对实验组国家进行拟合，将中国与“一带一路”沿线国家的进出口与余下的控制组备选国家（地区）的进出口逐一进行单变量回归，并以5%的显著性水平为标准排除回归结果不显著的国家。经上述处理之后，最终，共得到11个满足条件的非“一带一路”沿线国家（地区）作为最终的控制组备选国家（地区）。实验组和控制组国家（地区）分布如表1所示。

2013年9月和10月，习近平分别提出建设“新丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的构想，“一带一路”倡议自此而始，因此，从2013年第4季度起“一带一路”相关政策开始发挥作用。在“一带一路”倡议发起之前，中国与“一带一路”沿线国家的贸易和中国与控制组国家（地区）的贸易因同时受公因子的影响而具备相关性，此时，可根据二者的相关性用控制组国家（地区）的贸易对“一带一路”沿线国家的贸易进行拟合。参照边文龙等（2017）的做法，进行拟合的最优控制组国家（地区）的选取过程分为两步[23]：首先，从11个控制组备选国家（地区）中，依次随机选取n（n=1，…，11）个国家（地区）与“一带一路”沿线国家（区域）的进出口进行回归，样本区间为2003年第1季度到2013年第3季度，分别选取R2最大的控制组国家（地区）组合共11种⑦;其次，基于AIC信息准则，从上述11种组合中选取最小的AIC对应的组合作为最终的拟合国家（地区）。最优控制组国家（地区）组合对“一带一路”沿线国家进口和出口的拟合结果如表2所示。

表2显示，由上述步骤进行最优控制组国家（地区）的选择后，中国与“一带一路”沿线国家进口和出口的拟合分别包含了不同的国家（地区）组合，且不同国家（地区）的权重各异。进口和出口拟合方程的R2值均大于0.9，体现出较高的拟合优度，表明所选最优控制组国家（地区）能够很好的拟合中国与“一带一路”沿线国家的进（出）口，可据此拟合出2013年第4季度之后中国与“一带一路”沿线国家进（出）口的“反事实”走势。利用最优控制组回归方程得出的参数估计值，拟合了中国与“一带一路”沿线国家进（出）口的“反事实”值，样本期间进口和出口的实际值和“反事实”拟合值如图3所示。

从图3不难看出，在“一带一路”倡议发起前的时间段（2003q1至2013q3），中國与“一带一路”沿线国家进（出）口的实际值和拟合值非常接近，重要拐点处也得到很好的拟合，说明基于最优控制组国家（地区）的回归方程对“一带一路”沿线国家进（出）口的拟合程度非常高，用其来刻画“一带一路”倡议发起之后进（出）口的“反事实”值是可信的。

“一带一路”倡议发起后（2013q4之后），进口与出口的实际值和拟合值发生了不同方向的分离，其中，进口的实际值几乎均在拟合值的下方，出口则正好相反。此结果表明，如果没有“一带一路”政策的影响，中国与“一带一路”沿线国家的进口将比实际值更高，而出口将比实际值更低，即“一带一路”倡议引发了负的进口效应和正的出口效应，此结果也印证了图1统计分析所得推断，即“一带一路”倡议对出口具有更积极的影响。

进一步的，通过各季度实际值和“反事实”拟合值之间的差异，可估算出“一带一路”倡议在不同季度的处理效应，结果列示于表3。表3处理效应值的计算结果显示，“一带一路”倡议发起后，进口的处理效应值（2018q4除外）基本为负，出口的处理效应值均为正，且出口处理效应的绝对值大多大于进口，这意味着“一带一路”倡议不仅具有负的进口效应，正的出口效应，还具有正的进出口总效应，从进出口的角度看，“一带一路”倡议发起后，中国与沿线国家的贸易往来得以增强。不仅如此，从处理效应值的时序变化来看，2013q4之后，负的进口处理效应值先增大，到2015q4左右达到最大，此后逐渐减小，乃至2018q4逆转为正。而正的出口处理效应值持续增长至2015q2之后，继续保持了稳定且较高的正数值。这表明“一带一路”倡议对进口和出口的影响随时间显现出不同的变化趋势，负的进口贸易效应先增后减，而正的出口贸易效应快速增长后保持稳定，且出口正效应的持续时间比进口负效应更长。在进口效应和出口效应不同的时变趋势下，“一带一路”倡议对贸易差额的影响呈倒“U”型变化，2015年和2016年，即“一带一路”倡议发起后两年左右，其对中国与沿线国家贸易顺差的贡献达到最大。

（三）“一带一路”倡议贸易效应的区域异质性

理论上，多种因素可能导致“一带一路”倡议的贸易效应表现出区域异质性：首先，“一带一路”沿线国家的经济发展水平，制度文化传统和资源禀赋条件等参差不齐，中国与不同“一带一路”沿线国家政治互信和贸易发展的基础也存在差异，这就使得各国响应“一带一路”倡议的意愿，能力和强度各不相同，从而可能导致“一带一路”相关政策不同的作用效果;其次，“一带一路”倡议的政策体系主要由中国与不同“一带一路”沿线国家的双边合作协议所构建，合作的内容侧重和协议的签署时间不尽相同，不同政策的不同影响以及作用发挥的先后差异自然也会导致“一带一路”倡议贸易效应的区域差异;第三，虽然中国的贸易能力一直在扩张，但贸易资源毕竟有限，尤其是“一带一路”沿线大部分为发展中国家，这些国家具有类似的贸易比较优势，国与国之间本身即存在较强的贸易竞争，这意味着中国与不同“一带一路”沿线国家的贸易也存在一定程度上此消彼长的关系，对一国贸易的增长可能挤占用于其他国家的贸易资源，从而导致对贸易的差异性影响。

为检验“一带一路”倡议进（出）口效应的区域异质性，采用上述HCW的方法，图4和图5进一步展示了“一带一路”倡议发起前后不同区域“一带一路”沿线国家进（出）口的实际值和拟合值。

图4分区域进口实际值和拟合值的估计结果显示，对于不同区域的国家，“一带一路”倡议的进口效应不仅大小不同，甚至方向相异，表现出明显的进口效应的区域异质性。从实际值和拟合值的相对位置看，2013年第3季度“一带一路”倡议发起之后，西亚17国、南亚7国和中亚[HJ2mm]5国进口的实际值相对于拟合值均发生了明显的偏离，且实际值基本位于拟合值的下方，表明“一带一路”倡议对中国与这三个区域的进口产生了显著的负向影响。根据偏离程度和时变趋势判断，“一带一路”倡议对进口的平均影响强度最高的为南亚7国，接下来依次为中亚5国和西亚17国，且负的进口效应具有与整体进口类似的方向和趋势，均为先扩大后缩小，甚至最终显出逆转之势（如中亚5国）。与它们相比，“一带一路”倡议对中国与东盟10国、独联体7国和中东欧14国的进口影响较小，其中，对东盟10国和中东欧14国甚至显现出虽然很小但是方向为正的进口效应。

与图4类似，图5不同区域出口实际值对拟合值的不同偏离同样表明，“一带一路”倡议的出口效应也表现出明显的区域异质性。其中，“一带一路”倡议对中国与东盟10国、南亚7国和中东欧14国的出口具有较显著的正向影响，且正的出口效应具有与整体出口类似的方向和趋势，即先增大，后在较高水平上保持稳定;西亚17国和独联体7国的实际值和拟合值在2013q3之后仍具有较大的同步性，意味着“一带一路”倡议在这两个区域的出口效应并不显著;在大多数时期，中国与中亚5国的出口实际值位于拟合值之下，体现出该区域“一带一路”倡议较小的出口负效应。

（四）稳健性检验

“一带一路”倡议产生了显著的进（出）口效应，但这种贸易效应是源自“一带一路”倡议所释放的制度红利，还是一些其他政策或随机性因素，仍需要进一步检验。为此，本文从三个角度进行了稳健性测试⑧：

安慰剂检验。随机选择“一带一路”倡议发起之前的一个时点，如果在随机的时点之后，进（出）口的实际值和拟合值也出现明显分离，则表明本文的分析并不足以为“一带一路”倡议的贸易效应提供支持。但是，当缩短了“一带一路”倡议之前的时间段，假定的时点和2013q3之间进（出）口的实际值和拟合值的重合度仍然很高，明显的分离还是出现于2013q3之后，由此表明进（出）口效应是由“一带一路”倡议引发。

改变最优控制组国家（地区）。从两个方面改变最优控制组国家（地区），一是扩大控制组国家（地区）的范围，加入与中国具有较强贸易往来的其他非“一带一路”沿线国家（地区）;二是将所有控制组国家（地区）均视为最优控制组国家（地区），进行拟合方程的回归。结果显示，在进入拟合方程的最优控制组扩大之后，拟合效果及实际值和拟合值的分离状况并未发生显著的改变，由此进一步证实了上述估计结果的稳健性。

不同最优模型选择准则。前文采用R2和AIC准则相结合选择最优控制组进行中国与“一带一路”沿线国家进出口的拟合分析。此处，尝试改变最优模型的选择方法，一是采用R2和AICc准则、BIC准则相结合进行最优控制组的选择;二是采用LASSO回归来选择最优拟合模型。结果证实，本文的估计结果依然稳健，“一带一路”倡议对进（出）口产生了显著的影响。

五、进一步的解释：为何会出现负的进口效应

本文的实证研究显示，“一带一路”倡议引致了正的出口效应和负的进口效应。对于正的出口效应，似乎不难理解，“一带一路”倡议不仅加深了中国与沿线国家的了解和互信[25]，且随着“一带一路”制度红利的释放，中国同“一带一路”沿线国家的贸易便利化水平不断提升，贸易潜力持续扩张，这些都将推动中国对“一带一路”国家出口贸易的增长。

而之所以会出现负的进口效应，一个可能的解释是，“一带一路”倡议下中国对沿线国家的直接投资对进口产生了替代⑨。“一带一路”倡议发起后，沿线国家的投资便利化程度得以改善，这极大地推动了中国对“一带一路”沿线国家对外直接投资的增长[26]，统计显示，2013年至2018年，中国对“一带一路”沿线国家直接投资超过900亿美元，年均增长达5.2%，对外直接投资已成为中国与“一带一路”沿线国家开展经贸合作的重要模式⑩。从区位选择和产业布局看，自然资源和劳动力禀赋是中国企业在“一带一路”沿线国家开展投资时的的重要考虑因素[27]，能源和劳动密集型产业一直是中国企业在“一带一路”沿线国家投资的重点领域。与投资选择类似，中国对“一带一路”沿线国家的进口商品也主要集中于能源及劳动密集型产品[28]，其结果是，中國对这些领域投资的增加替代了对相关产品的进口，表现为“一带一路”倡议发起后中国对沿线国家的进口反而有所下降。

为验证上述解释，以下基于2013—2017年中国与“一带一路”沿线国家投资和贸易相关数据，采用加入了对外直接投资变量的贸易引力模型[29]，对中国向“一带一路”沿线国家的直接投资与其进（出）口的关系进行了实证检验，实证模型的设定为：

式（3）中，Yjt表示t年中国对j国的进口或出口，gdpcit表示t年中国的gdp，gdpjt、pgdppjt、tariffjt、ofdijt分别表示t年j国的gdp、中国和j国人均gdp之比、j国平均关税税率、中国对j国直接投资存量，distcapj则为中国与j国首都之间的距离。具体实证结果如表4所示。

表4的回归结果显示，以进口为因变量，滞后一期的ofdi的系数估计值为负，且在1%的显著性水平上显著，但以出口为因变量，滞后一期的ofdi的系数估计值并不显著。此结果表明，2013年“一带一路”倡议发起之后，中国对沿线国家对外直接投资的增加对进口产生了替代性，而对出口并无替代性影响。由此也证实了上述解释，即对外直接投资对进口的替代性是“一带一路”倡议进口负效应的重要致因。

六、结论与政策启示

在贸易保护主义上升、单边主义抬头的背景下，“一带一路”倡议作为全球治理中国方案的重要内容，对推动全球经贸发展发挥了重要作用。随着“一带一路”建设的不断深入，中国与沿线国家的合作意愿日益增强，合作领域不断扩大，合作层次不断提升，立足周边、覆盖“一带一路”、面向全球的高标准自由贸易网络正在加快形成。本研究基于中国与“一带一路”沿线国家以及主要贸易伙伴国2003q1至2018q4的季度进（出）口数据，采用HCW的面板“反事实”方法，对“一带一路”倡议的贸易效应及其区域异质性进行了实证评估，并进一步从投资与贸易关系的视角对负的进口效应进行了解释。研究发现：

（1）整体而言，“一带一路”倡议对中国与沿线国家的进口具有负向影响，出口具有正向影响，且随着时间推移，负的进口效应先增大后减小，以致最终逆转为正，而正的出口效应则快速增大后在较高水平上保持稳定。

（2）分区域看，“一带一路”倡议在不同区域的进（出）口效应不仅大小不同，甚至方向相异，其中，主要对南亚7国、中亚5国和西亚17国有强度不一，显著为负的进口效应，对东盟10国、南亚7国和中东欧14国则有不同强度的显著为正的出口效应。

（3）采用附加对外直接投资变量的贸易引力模型的实证研究显示，对外直接投资对中国与“一带一路”沿线国家的进口产生了替代，但对出口并无显著影响，“一带一路”倡议发起之后中国对沿线国家对外直接投资大量增加所引发的替代效应，是导致负的进口效应出现的重要原因。

根据研究结果，由于具有负的进口效应和正的出口效应，“一带一路”倡议发起后，中国对“一带一路”沿线国家的贸易顺差得以扩大，从而有助于国内过剩产能的消化。但是，也应该看到，如果长期保持大规模的贸易顺差，势必打击周边国家参与“一带一路”建设的积极性。此外，不同区域“一带一路”倡议贸易效应的显著差异也表明，即便在“一带一路”相关政策的积极推动下，我国与许多“一带一路”沿线国家的贸易潜力仍未得到充分挖掘，双边贸易尚需进一步推进。因此，我国政府在推动“一带一路”建设走实走深的过程中，应充分重视沿线国家的利益诉求，注意维护与沿线国家的贸易平衡，从而有效提高相关国家参与“一带一路”建设的积极性，不断扩大“一带一路”的朋友圈。不仅如此，对于在既定“一带一路”政策下贸易效应不显著的国家或区域，应根据双边贸易发展状况适时调整贸易合作领域、方式和内容，采用有针对性的贸易发展政策，以有效发挥“一带一路”倡议下贸易便利化的积极影响。

最后，需要指出的是，本研究所使用的贸易数据截至2018年第4季度，距“一带一路”倡议发起只有5年，这意味着本研究的评估结果仅适用于“一带一路”倡议的短期政策效应，但即便如此，仍然发现了“一带一路”倡议进口效应的逆转。那么，随着“一带一路”建设的深入推进，其长期贸易影响变化趋势如何，推动中国与“一带一路”国家贸易持续良性发展的长效机制该如何构建，是研究者和政策制定者今后需要进一步关注的问题。

[注 释]

①新华社新媒体，我国“一带一路”贸易总额超5万亿美元，https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1610006497101396721&wfr=spider&for=pc，2018-08-28。

②北京日报客户端，“一带一路”5周年，已有103个国家和国际组织“进群”，https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1609943673323248388&wfr=spider&for=pc，2018-08-27。

③DID需滿足随机性假设和共同趋势假设，PSM需满足CIA和共同支撑假设。

④作为一个开放的国际区域经济合作网络，“一带一路”倡议并没有明确的空间范围设定。参照现有研究惯例（公丕萍等，2015;王丰龙等，2019），本文将研究范围设定为包括64个“一带一路”沿线国家，分别为：东盟10国（新加坡、马来西亚、印度尼西亚、缅甸、泰国、老挝、柬埔寨、越南、文莱、菲律宾），西亚17国（伊朗、伊拉克、土耳其、叙利亚、约旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也门、阿曼、阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、希腊、塞浦路斯），南亚8国（印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里兰卡、马尔代夫、尼泊尔、不丹），中亚5国（哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、土库曼斯坦、塔吉克斯坦、吉尔吉斯斯坦），独联体7国（俄罗斯、乌克兰、白俄罗斯、格鲁吉亚、阿塞拜疆、亚美尼亚、摩尔多瓦）中东欧16国（波兰、立陶宛、爱沙尼亚、拉脱维亚、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亚、克罗地亚、波黑、黑山、塞尔维亚、阿尔巴尼亚、罗马尼亚、保加利亚、马其顿）和蒙古。

⑤此处，为尽可能保持数据的完整性，因不丹缺失数据较多，塞尔维亚和黑山在2006年独立后才有单独的统计数据，均从本文的实证研究样本中删除，剩余共包括60个“一带一路”沿线国家为实验组样本国家。

⑥根据国际贸易的比较优势理论，中国与不同国家的国际贸易由“比较优势”决定，而“比较优势”又与经济发展水平、资源禀赋等密切相关，“一带一路”沿线国家基本为发展中国家，中国与“一带一路”沿线国家的国际贸易更有可能“挤出”中国与发展中控制组国家的国际贸易。

⑦例如，当n=1时，共有种回归组合，选取其中R2的最大值所对应的组合;当n=2时，共有种回归组合，选取其中R2的最大值所对应的组合;以此类推，得到入选的11种组合。

⑧限于篇幅，此处并不具体展现稳健性检验的具体结果，如有需要，可向作者索取。

⑨理论上，对外直接投资和进出口贸易既可能为替代关系，亦可能为互补关系，相关研究可参见李荣林（2002）、陈立敏（2010）。

⑩人民网-财经频道，2013—2018年中国企业对“一带一路”沿线国家直接投资超900亿美元， http：//finance.people.com.cn/n1/2019/0422/c1004-31043343.html，2019-04-22.

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