FTA的价值链贸易效应——基于中新、中秘FTA的实证分析

（新疆大学 经济与管理学院，新疆乌鲁木齐 830046）

一、引言

适应全球经济发展趋势及我国经济发展需要，我国加快了实施自由贸易区战略的速度，当前已与25个国家和地区签订了17个自由贸易协定，虽然各FTA议题和规则存在差异，但协定中的议题和规则深度均在不断拓展，不仅覆盖货物和服务贸易、投资、争端解决等传统领域，而且包含知识产权保护、政府采购、电子商务、产业合作、环境和竞争政策等边境内议题，远超过WTO框架下的规则合作。那么，在我国参与全球价值链和FTA合作越来越深入的背景下，我国签订的FTA是否发挥了价值链贸易创造效应呢？为明确以上问题，笔者选择中国－新西兰、中国－秘鲁，两个签订较早，且包含较多边境内规则合作的FTA为研究对象，用合成控制法和双重差分法对其价值链贸易效应进行了分析。

二、文献综述

自Viner（1950）分析了关税同盟的贸易创造和贸易转移效应后，有关FTA贸易效应的理论和经验分析开始大量出现。[1]FTA贸易效应的事后经验研究主要采用引力模型和反事实分析法。Tinbergen（1962）[2]首先将引力模型引入了国际贸易领域，随后Anderson（1979）[3]将其在贸易领域的应用理论化，此后引力模型被不断改进，将FTA作为变量分析其与贸易的关系。把FTA当做变量处理的方式主要分为以下几种：（1）将所有的FTA都看作是同质的，作为虚拟变量引入。 如 Kruege（2000）[4]；Baier ，Bergstrand（2007）[5]；Noguera（2012）[6]；盛斌和廖明中（2004）[7]；程伟晶和冯帆（2014）[8]等均用此方法对不同的研究对象进行了分析，确定了FTA的双边贸易促进作用。（2）从FTA内容差异角度的分析。Horn et al.(2010)[9]首先对美欧28个FTA中的议题进行了定义和分类,将其分为14项WTO+和38项WTO-X议题，此后HMS方法成为此类研究的基础。以HSM方法为基础对FTA深度和内容差异性进行度量的方法包括水平和垂直度量法：水平度量法指对FTA中涵盖的议题数量用各种赋权方法进行计算。 Orefice，Rocha(2011)[10]；Osnago et al（2016）[11]等分别以不同数量的FTA为研究对象，以HMS分类为基础用简单加总、主成分分析等赋权方法测算了FTA深度指数并分析了其对双边贸易的影响，明确了二者呈正相关关系。垂直度量法将单项议题细分为不同的维度，以协议文本中是否出现某个维度进行“0”“1”赋值，然后进行直接加总或赋权处理。文洋和王维薇（2016）[12]以联合国亚太理事会的分类为基础，将6个条款多维度化，测算了部分FTA的深度。Dur et al.(2014)[13]的研究对垂直度量法进行了深化，首先选择587个FTA作为分析对象，并对FTA中7个议题的48个维度进行了度量，之后又将研究扩展为12个议题，并认为FTA深度与贸易是正相关关系。

由于存在遗漏变量和双向因果关系等问题，引力模型面临着内生性问题的质疑，为降低内生性问题，一些研究开始采用能有效消除选择性偏误的反事实分析方法，主要包括倾向得分匹配法（PSM）和合成控制法等，但并没有像引力模型那样应用广泛。采用PSM分析法的研究主要包括：Egger(2008)[14]用PSM方法分析了FTA新成员对贸易结构的影响，Neil Foster et al.（2010）[15]用该方法证明了 FTA 的贸易增加效应主要是通过扩展边际实现的，特别是对大国间的贸易而言。 Can Yun（2013）[16]，李荣林和于明言（2014）[17]分别用PSM方法分析了FTA对进口和总贸易、进口和出口贸易的影响，并肯定了其对贸易的促进作用。合成控制法以数据驱动的方式对多个比较组对象进行加权，按照政策试点之前的预测变量来测算比较组对象和政策干预单元的相似性，由此合成一个与政策干预单元类似的控制对象，相较简单匹配，加权匹配可以使控制组和处理组得到更好的匹配。 Alberto Abadie et al.（2003）[18]首先提出并将合成控制法应用于研究恐怖活动对西班牙巴斯克地区的经济影响，之后Alberto Abadie et al.（2010）[19]进一步发展完善了该方法，用于研究加利福尼亚地区的控烟政策效果。合成控制法在区域经济一体化贸易效应方面的应用尚且不多，主要包括：Swarnali Ahmed Hannan （2016）[20]分析了 1983—1995年间FTA对104个国家出口的影响，之后Swarnali Ahmed Hannan （2017）[21]用该方法研究了 1989—1996年之间FTA对64个拉美国家的贸易影响，两个研究均表明FTA促进了成员的贸易出口，但存在不平衡性；国内学者聂飞（2017）[22]则用该方法分析并肯定了中国-东盟FTA的贸易创造效应。

综上，有关FTA贸易效应的研究无论是在引力模型方面，还是在反事实分析方面在近年都出现了重大进展，为研究提供了坚实的基础。与以往研究相比，笔者以合成控制法和双重差分法为基础，用OECD数据库最新发布的2005—2015年的增加值进出口四个维度（出口中的国内增加值、进口中的国外增加值、中间品出口和中间品进口）的贸易数据分析了中国与秘鲁、新西兰两个不同经济发展水平成员签订、均包含较多边境内规则的FTA的价值链贸易效应。

三、典型事实分析与模型构建

（一）典型事实分析

国内增加值是衡量一国在价值链分工中获得利益的重要考量，同时考虑到中间品贸易在总贸易中比重的不断提升，以及其对一国价值链参与度和国际竞争力的影响越来越大，笔者选取出口中的国内增加值 （指中国对经济体j出口中包含的中国国内增加值）、进口中的国外增加值（即中国从经济体j的进口中包含的j经济体区内增加值）、中间品出口（指中国出口到j经济体的中间品价值）和中间品进口（指中国从j经济体进口的中间品价值）四个指标作为研究对象。中国-新西兰FTA于2008年10月生效，受2008年全球金融危机影响，中国对新西兰的出口贸易在2009年有所下降，但2010年迅速增长至高于危机前的最高水平，之后一直呈上升趋势；与出口不同，中国从新西兰的进口在协定生效后至2014年一直呈上升趋势，2015年受全球贸易整体回落及全球农产品价格下降等因素影响，进口有所下降。中国从秘鲁的进口高度集中在中间品上，自中秘FTA生效后，出口一直呈上升趋势，受我国从秘鲁进口产品结构集中在矿石业及2013年矿产品国际价格下降等影响，进口在2013年略有回落，之后又呈上升趋势。整体而言，中新、中秘两个FTA生效后双边贸易均在总体上呈上升趋势，且未因欧债危机、全球贸易整体增速下降等外部冲击而大幅下滑。为验证双边贸易增长是否源自FTA生效这一政策因素，接下来进行了实证设计和检验。

（二）合成控制法模型

研究对象为中国-秘鲁FTA和中国-新西兰FTA，数据样本为OECD数据库最新发布的2005—2015年的增加值贸易数据，该数据库包括64个经济体，由于中国台湾地区其他相关经济数据缺失，因此样本中不含中国台湾地区，也不包含数据库中的东盟国家（8国）、中国香港、冰岛、瑞士、哥斯达黎加、智利等在样本期内与中国也签订了FTA的经济体。基于中国-秘鲁，中国-新西兰的合成控制法设计如下：

假设在既定的时间期[1，T]中，中国对J+1个经济体出口中的国内增加值、进口中的国外增加值、中间品出口和中间品进口分别表示为DVit，FVit，EIntermediateit和I-Intermediateit，其中第1个地区在T0（1≤T0＜T）时期与中国签订并生效 FTA，其他 J个地区为潜在的控制组。在没有实施FTA的条件下，中国对第i（i=1,2,…J+1）个地区的贸易额分别表示为 DVitN，FVitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN，在与第1个地区签订FTA生效后的[T0+1，T]时期，中国与其贸易联系则表示为DV1t1，FV1t1，E-Intermediate1t1和I-Intermediate1t1,与其他地区的贸易联系仍为 DVitN，FVitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN。进一步的，在[T0+1，T]时期，FTA的政策效应则可以表示为 α1t=DV1t1-DVitN,β1t=FV1t1-FVitN,δ1t=E-Intermediate1t1-E-IntermediateitN,γ1t=I-Intermediate1t1-IIntermediateitN。显然，在[T0+1，T]时期，DVitN，FVitN，EIntermediateitN和I-IntermediateitN是不可观测的，合成控制法就是通过因子模型来对这些不可观测的变量进行估计：

其中，TradeitN表示 DVitN，FVitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN；φt表示时间固定效应；θt代表 1×r维未知参数向量，Zi表示r×1维不受政策事件影响且可观测到的一组协变量；λt表示1×F维不可观测的公共因子向量，μi表示F×1维地区固定效应；εit是地区层面满足零均值的不可观测的短期冲击。

为计算处理组不可观测的变量，合成控制法对控制组经济体进行加权模拟。考虑存在一个J维列向量（W2,W3…WJ+1）,Wj表示第 j（j=2,3, …J+1）个地区在合成控制地区所占的权重，且Wj≥0，W2+W3+…+WJ+1=1。合成控制地区的结果变量可以表示为:

Abadie等人证明，可以采用近似解的方式来确定合成控制向量W*，使条件满足第1个地区的特征向量位于比较组地区的凸组合之内时，则W*是一个无限趋近最优权重矩阵的矩阵，使得作为TradeN1t的无偏估计量，从而可以获得FTA实施的净贸易效应：

ξ1t分别表示 α1t，β1t，δ1t和 γ1t。

（三）变量与数据说明

根据以往文献中对双边贸易影响因素的研究，预测控制变量包括：两个经济体之间的地理距离（首都或经济中心之间）；人口数量，代表市场规模；要素禀赋差异，以高等教育入学率代表的人力资本指数差异表示；以2010年不变美元价格计算的人均GDP，人均GDP增长率，代表消费水平和消费潜力；制度质量，由腐败控制、政府效率、规制质量、政治稳定性、法律指数及发言权和问责制六个指标加权计算所得；科技水平，以研发投入占GDP比重表示。以上数据来源于CEPII数据库和世界银行数据库。因变量价值链贸易包括出口中的国内增加值，进口中的国外增加值，中间品进口和中间品出口，数据来源于OECD最新发布的TIVA数据库。

四、实证分析

（一）FTA的价值链贸易效应分析

分别以2009年和2010年为时间节点分析了中国-新西兰、中国-秘鲁自由贸易协定的价值链贸易效应 （由于中国-秘鲁FTA在2010年3月便生效，为使政策生效后区间不至于较短，笔者并未采用模型中的T0+1时点，而是选用了T0时点）。表1为合成控制法构造的合成新西兰，合成秘鲁的各经济体权重。图1、图3、图5、图7分别表示中国对新西兰与合成新西兰，图9、图11、图13、图14分别表示中国对秘鲁和合成秘鲁的出口中的国内增加值、进口中的国外增加值、中间品出口和中间品进口贸易额（对数形式）变化趋势对比；图 2、图 4、图 6、图8则表示新西兰与合成新西兰，图10、图12表示秘鲁与合成秘鲁相应的贸易额差距（由于进口拟合度较差所以并没有计算其相应贸易差额）。图中的虚线表示合成新西兰和秘鲁，实线表示真实新西兰和秘鲁，横轴代表年份，纵轴代表相应贸易额的对数。由文中的一系列图可以看出，在中国-新西兰自由贸易协定生效前，新西兰和合成新西兰的所有贸易额均比较接近，拟合程度较高，说明合成新西兰可以较好地作为控制组分析FTA生效的政策效应。 图 2、图 4、图 6、图 8显示，中国-新西兰FTA生效前，真实新西兰与合成新西兰的贸易差额在0值附近波动，且变化不大；FTA生效后，即从2009年开始，中国对新西兰出口中的国内增加值以及中间品出口均持续高于合成新西兰的相应贸易额，且差距基本呈扩大趋势；进口也呈上升趋势，但与合成新西兰的差距在2013年到达高峰之后有所下降。至于中秘FTA，从协定生效前的拟合程度来说，真实秘鲁与合成秘鲁仅在出口方面拟合度较高，在进口方面拟合度较差，这表明使用合成控制法并不能确定FTA的签订是否对中国从秘鲁的进口产生了显著影响。为检验中国与新西兰、秘鲁进出口贸易的增长是否确实来源于FTA而非其他因素，且政策效应在统计上具有显著性，参照 Alberto Abadie et al.（2010）[19]的做法，笔者接下来进行了“安慰剂”检验。

表1 合成对象的国家权重

图1 新西兰与合成新西兰DV对比

图2 新西兰与合成新西兰DV差距

图3 新西兰与合成新西兰FV对比

图4 新西兰与合成新西兰FV差距

图5 新西兰与合成新西兰中间品出口对比

图6 新西兰与合成新西兰中间品出口差距

图7 新西兰与合成新西兰中间品进口对比

图8 新西兰与合成新西兰中间品进口差距

图9 秘鲁与合成秘鲁DV对比

图10 秘鲁与合成秘鲁DV差距

图11 秘鲁与合成秘鲁中间品出口对比

图12 秘鲁与合成秘鲁中间品出口差距

（二）稳健性检验

“安慰剂”检验的原理在于：在样本期内，使用合成控制法在控制组中选择其他未与中国签订FTA的经济体进行上述与新西兰和秘鲁相似的分析，然后比较中国与其真实贸易额和合成控制拟合贸易额的差距，如果FTA生效后中国与其净贸易效应不及新西兰和秘鲁大，则说明结果是稳健的，FTA的政策效应显著。为检验结果的显著性，笔者用迭代法对控制组中的所有经济体进行了合成控制估计FTA的政策效应。每次迭代选择控制组中的一个经济体分析其FTA的价值链贸易效应，同时将新西兰和秘鲁分别加入控制组，之后可以计算每次安慰剂检验的估计效应。在迭代过程中，有些经济体的合成控制对象与其真实情况在政策介入之前相差较大，表现为较大的干预前均方预测误差平方根（RMSPE），可以认为干预之后的政策效应大部分是由干预前拟合度较差造成的，而非由FTA的实施所引致。为排除这种拟合误差影响，笔者将政策干预前MSPE值高于新西兰1.5倍的政策干预对象个体剔除，将政策干预前MSPE值高于秘鲁6.5倍 （由于秘鲁组中某些个体的干预前MSPE值均较高，为使保留的对象不至于太少而选择6.5倍）的政策干预对象个体剔除，结果由图15—图20所示。

图13 秘鲁与合成秘鲁FV对比

图14 秘鲁与合成秘鲁中间品进口对比

图15 各国DV差值分布

图16 各国FV差值分布

图17 各国中间品出口差值分布

图18 各国中间品进口差值分布

图19 各国DV差值分布

图20 各国中间品出口差值分布

图15—图 17表明FTA实施后中国对新西兰出口中的国内增加值、进口中的国外增加值、中间品出口的政策效应并没有在短期内显现，均是在2013年之后才显示出最大的净贸易效应，在2013年之前其净贸易效应排在第3或第2位；同时，图18表明FTA的实施并没有对中间品进口产生明显的政策影响。图19—图 20则表明，FTA实施后中国对秘鲁出口中国内增加值的政策效应仅在个别年份显著，但中间品出口规模的提升的确源于中国－秘鲁FTA的实施。稳健性检验同时显示贸易增长率比较平稳，即使在全球金融危机余波及2012年欧债危机的冲击下仍呈增长趋势，这一方面与使用的增加值数据相关（传统的总值贸易数据会夸大贸易规模，可能会导致增长曲线更陡峭），另一方面与FTA贸易创造的时滞效应相关，同时也证明了FTA对外部冲击的缓冲作用。

（三）双重差分法分析

由于使用合成控制法无法为从秘鲁的进口找到适当的控制对象，稳健性检验显示两个FTA的政策效应仅在长期出现或仅出现在个别年份，参照刘友金，曾小明（2018）[23]的做法，笔者采用另一种自然试验法——双重差分法（DID）来估计FTA对中国与新西兰和秘鲁价值链贸易的影响。模型如下：

其中，trade表示中国对新西兰出口中的国内增加值、中间品出口和进口中的国外增加值、中国从秘鲁进口中的国外增加值和中间品进口和出口中的国内增加值。i表示中国，j表示新西兰（秘鲁）和上一部分控制组中的所有对象；FTA为自由贸易协定政策变量，新西兰（秘鲁）取值为1，其他样本取值为0；Year为时间虚拟变量，2009年及之后取值为1，之前取值为0。γ为FTA贸易作用的净效应。X为控制变量，包括两个经济体之间的地理距离和要素禀赋差异；双边人口数量、双边人均GDP和人均GDP增长率以及双边制度质量和科技水平，数据及数据来源与上一部分相同。

为降低DID任意选择参照组所带来的估计偏误，借鉴刘友金和曾小明（2018）[23]的做法，首先依据DID共同趋势的假设对样本组进行了筛选，即删除了政策实施前和中国与新西兰、秘鲁贸易变化趋势明显相背离的样本，保留了与其贸易变化趋势相同的国家。表2和表3为双重差分估计结果，其中子样本分别表示排除了和中国与新西兰、秘鲁贸易变化趋势相异的国家，全样本分别表示包括新西兰和秘鲁在内的所有控制组国家样本。

表2的回归结果显示，中新FTA仅对中国的中间品出口产生了显著的政策效应，这主要是由于我国对新西兰出口的主要产品在FTA签订之前关税基础税率均较高（化学及相关产品，纺织、服装及皮革制品），随着关税削减的推进，这些行业的中间品出口都获得了极大提升（前者从2009年的2.189亿美元增至2015年的4.593亿美元，后者则从2009年的2.552亿美元增至2015年的8.471亿美元）。对出口中的国内增加值促进作用不明显，结合上一部分的稳健性检验，笔者认为这可能与我国在价值链中处于价值增值不高的位置有关，也可能与时滞效应有关：首先，由于利用关税优惠需要满足一定的条件并产生额外成本，加之信息不对称问题的存在，许多企业特别是中小企业对FTA优惠关税的利用率并不高。其次，双方边境内规则对接需要一定的时间成本，企业利用FTA关税优惠、投资优惠也需要一定的信息获取、了解、建设时间以及额外成本，而以跨境投资带动的出口和进口增加需要一个建设周期，因此会延长FTA贸易创造效应发挥的时间。

对进口没有产生显著影响，主要原因包括：第一，我国从新西兰的进口主要集中在食品、饮料及烟酒，农林牧渔产品、木制品等行业，这些主要进口产品的关税可分为四种：一部分在协定生效时的基础税率已经是零，一部分在协定生效时享受最惠国税率，很大一部分则表现出基础税率高、削减周期长的特点，最后一部分是协定生效后立即取消。这种主要进口产品关税结构一方面会因为关税削减期限长延迟FTA的贸易创造效应，另一方面，主要进口产品在协定生效前已经是零关税并不会因为FTA生效产生贸易创造效应。第二，FTA服务贸易开放承诺基本上未超越GATS开放。我国从新西兰的进口很大一部分集中在服务贸易，从2009年的7.07亿美元增至2015年的26.28亿美元，在与新西兰总进口贸易中的比重则从2009年的23.9%上升到2015年的28.5%，但WTO的一项研究表明，中新FTA框架下的服务贸易整体开放承诺指数仅比GATS整体开放承诺指数高0.68。与我国的《服务贸易具体承诺减让表》相比，中新FTA仅增加了与管理咨询相关的服务、娱乐文化体育服务和机动车的保养和维修服务。在中国从新西兰进口服务的主要部门－分销、运输和仓储以及住宿和餐饮行业，由于中新FTA签订时中国已加入WTO七年，中新FTA下的开放承诺基本上沿袭了中国加入WTO后服务贸易减让表中的承诺，仅增加了机动车的保养和维修服务，并没有更大限度的开放。

表3的回归结果显示，FTA对中国从秘鲁进口中的国外增加值有显著的抑制作用，对出口中的国内增加值有显著的促进作用，对中间品进口的作用不显著。对出口有促进作用一是因为秘鲁对中国出口的主要产品进行了关税削减，二是因为中秘FTA中不仅包括服务贸易和投资议题，而且包括竞争、资本流动、产业合作等13个方面的边境内合作，这有利于提升中国对秘鲁的服务贸易，以及通过投资带动出口。对进口有抑制作用可能的原因包括：第一，短期内贸易进口（秘鲁对中国出口）增加未及因关税削减所带来的价值减少而产生“J曲线”效应。第二，中国-秘鲁FTA的签订提高了秘鲁在全球价值链中的参与度，与其他贸易伙伴生产联系加强导致其出口至中国的价值增值被“瓜分”，这意味着中秘FTA可能也产生了逆向贸易创造效应 （即FTA对贸易关系密切的非成员有出口贸易创造效应）。但这并不代表FTA的签订降低了秘鲁的整体福利效应，在价值链中参与度的提高往往会提高本国生产效率和吸引外资的规模与质量，进而提高与其他经济体的贸易水平。第三，FTA抑制进口可能是OFDI对进口贸易产生了替代作用。自FTA签订后，伴随投资开放扩大和投资便利化建设的推进，中国对秘鲁的OFDI存量从2009年的2.8454亿美元增至2015年的7.0549亿美元，2014年更是达到峰值9.0798亿美元。OFDI与进口贸易产生替代关系的原因可能包括：（1)秘鲁作为世界上资源禀赋丰富的大国之一，我国对其投资主要是出于市场寻求和成本降低型动机，以利用其资源要素比较优势而非所谓的“攫取资源”，这与我国近年从秘鲁进口的采矿与采石业增加值规模以及其在总贸易中所占比重的变化趋势相一致 （均在2012年达到顶峰之后呈下降趋势），该研究结论也与程中海等（2017）[24]，刘素君和赵文华（2017）[25]等的研究结论一致；（2）这可能和我国与秘鲁经贸合作结构比较单一也有关系，我国从秘鲁进口的采矿与采石业长期占总贸易比重的50%以上，虽然FTA签订后比重有所下降，但由于时滞效应等存在，FTA的贸易创造效应 （包括规模扩大、贸易产品种类和价值增值提高）尚未得到很大发挥。

五、主要结论及启示

笔者用合成控制法和双重差分法检验了中国－新西兰，中国－秘鲁FTA的政策效应，并结合双边贸易结构和FTA协议内容对检验结果进行了分析。结果显示，中新FTA的签订和实施仅对中间品出口产生了显著的政策效应，对中间品进口和进口中国外增加值则由于关税结构等问题并没有产生显著的促进作用；中秘FTA的签订和实施对出口贸易产生了显著的促进作用，而对进口中国外增加值则产生了显著的抑制作用；FTA对外部冲击有一定的缓冲作用。中新、中秘FTA贸易创造效应、价值链宽度拓展和多元化效应仍有待激发。笔者提出如下建议：

表2 FTA对中国与新西兰价值链贸易的影响 （双重差分估计）

表3 FTA对中国与秘鲁价值链贸易的影响 （双重差分估计）

1.推动已签订FTA的落地，提高FTA优惠利用率，拓展价值链网络。FTA利用率不高是全球面临的普遍问题，《2016年全球贸易管理调查报告》显示，全球企业对FTA的利用率仅为23%，我国企业FTA的平均利用率也仅为34%。首先，通过线上线下、官方和非官方等各种方式加大对FTA的宣传力度，使更多的企业了解FTA优惠税率、原产地规则、投资、服务贸易优惠以及FTA边境内规则合作所营造的商业便利等，以提升企业对优惠税率、投资优惠的利用率，通过增加产品进出口种类、投资合作行业多元化等拓展价值链网络；其次，简化原产地证明手续，整合不同的原产地规则，降低相关费用，提高企业利用FTA优惠关税的便利性，降低企业利用FTA优惠的成本。再次，提高互联网、人工智能等在海关程序中的利用率，在提高贸易合规性的同时降低时间成本。

2.进一步推动中新、中秘等已签订FTA的升级谈判，以适应价值链分工需要，为开放由要素型向制度型转变探索路径，发挥其贸易和投资创造效应。自2017年启动第一轮升级谈判以来，中新FTA已于2019年11月完成升级谈判，中秘FTA也已开启三轮升级谈判。尽管两个FTA升级谈判议题不同，但包含了服务贸易、投资、知识产权、竞争、政府采购、环境、电子商务、原产地规则、技术贸易壁垒、海关程序和贸易便利化等广泛的边境和边境内规则，这将为我国开展新的高水平FTA谈判和升级其他FTA提供经验借鉴。根据价值链分工特点，应特别注意降低中间品的关税和关税最长削减年限，以竞争促进比较优势升级，通过提高价值增值的方式提高贸易竞争力；降低技术贸易壁垒，强化双边贸易投资便利化合作，给予商务和专业技术人员进出境便利，促进人员、货物、技术等要素双向自由便捷流动；同时，根据成员特点有针对性地在多边开放的基础上扩大生产性服务业开放，推动我国制造业与发达国家先进服务业的融合，促进制造业升级。最后，逐步将双方合作向边境内方面拓展，扩大知识产权保护、竞争条款的适用范围和领域；强化双方在电子认证、个人信息保护、电子商务关税减免等电子商务领域的合作，以提高要素流动的安全性，以竞争刺激创新。

3.加快推动与其他国家谈判和签订FTA的进程，通过降低中间品关税和最长关税削减年限、强化贸易投资便利化合作、增加边境内议题等方式适度提升FTA深度，以增加从其他国家特别是发达国家的进口。这一方面可以平衡贸易收支，缓解贸易摩擦，另一方面可以通过增加进口特别是高技术产品和服务的进口提升我国在GVCs中的参与度和地位，以增加进口的方式优化出口结构。加入WTO多年的发展及一系列FTA的实施已在很大程度上降低了我国的边境壁垒，在削减边境内壁垒方面，可以从提高在多边层面合作已比较成熟的服务贸易、投资议题深度开始，逐步在FTA中推广准入前国民待遇+负面清单管理模式等。同时，应加快国内改革和价值链友好型营商环境建设，以适应国际分工需要，提升竞争和知识产权保护水平，确保高技术中间品进口的安全性。

4.提高规则制定能力，提升协议文本和措辞方面的规范性，增强规则一致性以降低“意大利面条碗”的负面效应。在制定规则时尽量降低对多边贸易治理非歧视性原则的破坏，如保持对第三方的开放性和加入最惠国条款，这一方面可以为FTA规则在多边范围内推广提供试验场地，另一方面也有利于提升整条价值链各环节的粘合度和运营效率。积极推动WTO谈判和改革，推动WTO对FTA的管理向关税以外的议题拓展，制定其对FTA进行规范的严格法律文本，以提高其对FTA管理的规范性和有效性，降低FTA“意大利面条碗”的负面效应，以双边合作为路径逐步将价值链贸易规则多边化。