中国境外经贸合作区的贸易效应研究
--基于事前与事后的双重维度检验

蔡乌赶 邱溢梅 周瑜辉

(福州大学经济与管理学院, 福建福州 350108)

中国在经济全球化与区域经济一体化的进程中不断调整对外开放战略,积极寻求对外经贸合作的多维途径。然而,当前国际形势出现重大改变且日益复杂化,出口导向型贸易发展方式难以为继。(1)刘洪愧:《“一带一路”境外经贸合作区赋能新发展格局的逻辑与思路》,《改革》2022年第6期。在此背景下,中国应如何转变对外贸易发展方式、寻求贸易增长突破口以实现贸易高质量发展,这一问题已受到政府和学术界的重点关注。2006年以来,中国境外经贸合作区建设进程稳步推进,日益成为中国联通国内外企业,增进与东道国经贸往来的重要渠道。目前,中国共建立了188家境外经贸合作区,选址遍布于全球50多个国家,累计投资高达426亿美元。(2)赵家亮、韦素琼、李航飞,等:《中国在“一带一路”沿线国家投资的企业网络演变及影响因素分析》,《福州大学学报》(哲学社会科学版)2023年第1期。这不仅在降低中国对外投资风险、实现产业互联互通、解决国内产能过剩问题以及推动产业结构升级等方面发挥着关键作用(3)昝宝森:《赞中经贸合作区建设:平台作用与发展前景》,《国际经济合作》2013年第12期。(4)董千里:《境外园区在“一带一路”产能合作中的新使命及实现机制》,《中国流通经济》2018年第10期。,更有益于中国企业克服“走出去”壁垒,全面参与国际分工,开拓跨区域大市场(5)Bräutigam D., Tang X.Y., “African Shenzhen: China’s special economic zones in Africa”, The Journal of Modern African Studies, vol.49,no.1(2011),pp.27-54.(6)韦朝晖、陈万华:《共建经贸合作区 增强区域经济合作新动力》,《东南亚纵横》2012年第11期。。2013年以来,在共建“一带一路”倡议的实施与推进下,中国境外经贸合作区的战略地位进一步提升,成为“一带一路”建设的重要承接点。随着相关制度的创新与演进,中国境外经贸合作区的建设优势与政策红利不断凸显,为中国开展对外经贸合作打开了新局面,更为中国寻找贸易增长突破口、激发贸易活力、促进贸易高质量发展提供了有效契机。

作为新发展阶段下实现对外经贸交流的重要平台,中国境外经贸合作区被赋予更高的期许。但目前关于中国境外经贸合作区贸易效应的研究仍旧较少。相关研究普遍认为中国境外经贸合作区具有贸易促进效应。从中国角度看,Chitiga等重点研究了境外经贸合作区对于中国出口的影响,指出其能够改善中国企业的出口贸易绩效。(7)Chitiga M., Mabugu R., Maisonnave H., “Analyzing job creation effects of scaling up infrastructure spending in South Africa”, Development Southern Africa, vol.33,no.2(2016),pp.186-202.许培源和王倩(8)许培源、王倩:《“一带一路”视角下的境外经贸合作区:理论创新与实证检验》,《经济学家》2019年第7期。、张相伟和龙小宁(9)张相伟、龙小宁:《“一带一路”倡议下境外经贸合作区和对外直接投资》,《山东大学学报》(哲学社会科学版)2022年第4期。均认为中国境外经贸合作区存在投资与贸易的协同促进效应,其能够减少投资过程中机制性障碍,提升中国对外投资的便利化水平,从而更好地鼓励中国企业“走出去”开展对外经贸合作并改善中国的贸易规模。从双边角度看,徐俊和李金叶运用差分GMM和系统GMM方法研究中国境外经贸合作区的双边贸易效应发现,中国境外经贸合作区不仅存在直接贸易效应,还能够通过改善对外直接投资水平间接扩大双边贸易规模。(10)徐俊、李金叶:《东道国交通基础设施质量对双边贸易合作的影响--基于“一带一路”沿线国家的实证分析》,《国际商务研究》2020年第5期。李喆等使用多期DID模型研究后发现,中国境外经贸合作区存在贸易协同效应,能够同时带来双边进口与出口的增长。(11)李喆、冼国明、李健:《境外经贸合作区双边经贸效应分析--基于双重差分方法的检验》,《亚太经济》2022年第3期。严兵等则从东道国视角出发构建多期DID模型研究境外经贸合作区影响贸易的作用路径,结果表明境外经贸合作区能够通过制度环境改善、外资流入等效应提升东道国贸易水平。(12)严兵、谢心荻、张禹:《境外经贸合作区贸易效应评估--基于东道国视角》,《中国工业经济》2021年第7期。然而,有学者认为中国境外经贸合作区具有贸易阻碍效应,如李嘉楠等通过建立贸易引力模型研究发现,境外经贸合作区能够提升中国对外直接投资水平,但是就地生产、就地销售对中国的贸易产生替代效应。(13)李嘉楠、龙小宁、张相伟:《中国经贸合作新方式--境外经贸合作区》,《中国经济问题》2016年第6期。

文献梳理表明,现有研究较少聚焦具体的路径机制,对于中国境外经贸合作区的贸易效应评估缺乏来自学术界的理论支撑;多采用事后研究方法研究境外经贸合作区对中国贸易的影响,导致贸易效应的评估结果易受经验性问题干扰;通常将贸易规模视作衡量贸易效应的唯一指标,而忽视了对贸易结构、贸易条件等不易量化指标的影响。基于此,本文在剖析境外经贸合作区影响中国贸易规模机制的基础上,构建多期DID模型检验其贸易效应,并运用GTAP模型预测境外经贸合作区对中国贸易发展的事前影响,可能的边际贡献在于:(1)研究机制方面,分别从就业创造效应、制度优化效应和产业集聚效应角度分析中国境外经贸合作区对中国贸易的影响机理,拓展了境外经贸合作区影响中国贸易的研究维度。(2)研究方法方面,不仅使用多期DID模型进行事后贸易检验,合理估计实验组与对照组在境外经贸合作区成立前后的影响差异,还运用GTAP模型进行事前贸易预测,避免了仅采用事后研究方法而造成的经验性问题。(3)研究指标方面,不仅研究设立境外经贸合作区对中国贸易规模的影响,还就其在中国贸易结构、条件等方面的影响进行预测,弥补了已有文献仅聚焦境外经贸合作区设立对中国贸易规模影响的不足。

一、理论分析与假说

基于已有研究的理论基础和境外经贸合作区建设的背景梳理,本文认为境外经贸合作区可为东道国创造大量就业岗位,促进东道国政府完善境外经贸合作区的制度体系,运营期间能吸引不同产业链位置的企业集聚于园区开展生产经营活动。因而,本文拟从就业创造效应、制度优化效应和产业集聚效应三个方面剖析境外经贸合作区影响中国贸易发展的作用机制。

(一)就业创造效应

边际产业扩张理论认为,一国在进行对外直接投资时会优先从丧失比较优势的产业开始,并在进行区位选择时优先考虑与母国生产水平相近的国家。通过转移已经丧失比较优势的边际产业,能有效提高自身贸易规模与竞争力,进一步实现自身产业结构转型升级。(14)小岛清:《对外贸易论》,周宝廉译,南开大学出版社,1987年,第271页。境外经贸合作为中国在海外设立的生产基地承接了大量在中国已经或正在丧失比较优势的资源与劳动密集型产业,在缓解经济发展新常态下中国劳动力成本上升问题的同时,也为东道国创造了大量的就业机会。东道国就业机会增加对中国贸易的正向影响主要表现在供给与需求层面:在供给层面,中国以东道国员工取代本土劳动力,有利于节约用工成本,提升边际生产效率与产能,带动成品进口规模上涨。同时,随着产能的不断扩充,单位要素成本下降,利润率与资本累积率提升,中国所制产品的价格优势凸显,出口意愿及国际竞争能力进一步强化,从而增加中国的出口规模。(15)汤超、祝树金:《出口目的地如何影响企业利润率:效应、异质性与渠道》,《经济评论》2020年第4期。不仅如此,中国将原有资源集中于垄断性较强的比较优势产业培育及高技术、高附加值产品的研发,能够促进本国产业结构升级,扩大高附加值与高技术含量产品的出口,提升中国的国际分工地位和竞争力,避免贸易“凝滞化”倾向。在需求层面,中国向劳动密集型东道国转移边际产业的内源性动机及境外经贸合作区有关海外员工用工比例的外源性规定显著改善了东道国的就业环境,提升了东道国居民的收入与购买力水平,并能以有效需求推动中国相关产品出口。由此提出如下假设:

H1:境外经贸合作区通过就业创造效应促进中国贸易发展。

(二)制度优化效应

新制度经济学认为,制度是影响交易成本的主要因素,经济组织的制度安排、结构以及环境都将影响达成交易的成本。与经济活动相适应的制度安排能够规避因信息与流程的不匹配性而带来的风险和交易成本,深刻影响着企业的生产经营效率与对外贸易活动。国际贸易在很大程度上受限于不可观测的贸易成本,而由于制度环境不佳而引起的高交易成本将阻碍中国贸易发展。境外经贸合作区能够有效促进东道国制度环境的优化,帮助企业克服因制度差异所带来的一系列问题。(16)鲁道夫·瑞切特:《新制度经济学》,孙经纬译,上海财经大学出版社,1998年,第4页。在境外经贸合作区设立之初,双边政府就优化顶层设计与完善制度保障开展磋商,并针对现有影响园区发展的机制及障碍进行变革,旨在为中国企业“抱团出海”提供坚实的制度保障,推动境外经贸合作区建设与东道国制度环境的高效耦合,降低园区内中国企业与东道国制度环境之间错位的可能性。(17)刘英奎、敦志刚:《中国境外经贸合作区的发展特点、问题与对策》,《区域经济评论》2017年第3期。而东道国制度环境的优化为削减贸易成本、增进双边贸易交流提供了有效契机。一方面,多数境外经贸合作区的“一站式”贸易经营问询服务有效缩短了双边制度距离,减少了中国企业为确保贸易合约如期履行而耗费的事前调研成本,以及因“外部效应”而产生的搜寻与谈判费用,推动了中国与东道国贸易正常开展。(18)秦磊:《中国对外直接投资对GMS东道国影响分析?--以越南、柬埔寨、老挝为例》,《学术探索》2011年第8期。另一方面,在境外经贸合作区所提供的“特区式保护”下,中国与东道国贸易合同的履行取得了来自法律层面的监督,有效规避因恶意违约所引起的合同中止及贸易纠纷现象,降低贸易的风险,提升企业出口贸易意愿及规模。基于此,本文提出以下假设:

H2:境外经贸合作区通过制度优化效应促进中国贸易发展。

(三)产业集聚效应

韦伯在《工业区位论》中指出,工业集聚一旦形成,集聚内部企业能够创造出更多的收益,节约更多的成本,具体而言,集聚可以深化上下游企业间的联系,加速生产过程的专业化,实现劳动力市场的高度分工,提升生产效率。另外,通过内部基础设施的共享,产业集聚还将帮助企业实现经常性开支与成本的节约。(19)阿尔弗雷德·韦伯:《工业区位论》,李刚剑译,商务印书馆,2010年,第84-104页。在境外经贸合作区内,产业链上下游及相关配套企业汇聚,促使原集中于单一企业的生产活动分解为不同中间产品及零部件的制造环节,并由园区内相关企业进行专业化生产与组装,最终围绕产业链整体形成高度专业化的分工体系,提高园区内企业生产能力与相应原产品需求,扩大双边产业内贸易规模。(20)乔晶:《产业集聚与出口贸易的互动关系--基于重庆制造业样本的实证研究》,《社会科学家》2020年第10期。同时,产业集聚促使新技术与新知识在园区内的扩散与传播,随着知识与技术的溢出,园区内企业创新水平与生产效率提升,园区内企业的生产可能性边界扩大,相关产品的贸易规模也将增加。(21)李波、杨先明:《贸易便利化与企业生产率:基于产业集聚的视角》,《世界经济》2018年第3期。最后,产业集聚促使内部企业共享基础设施,有效满足了园区内中小企业对于基础设施的需求,节约了其进行贸易所需耗费的通信、运输及能源成本,提升了其贸易意愿度。而完备的交通及电信基础设施也有助于企业及时调整库存,降低企业采购成本,为双边贸易提供稳定的产品输出,促进双边贸易长效发展。(22)张源野、叶阿忠:《数字经济对贸易出口的空间溢出与非线性效应--基于半参数门限空间模型的实证分析》,《福州大学学报》(哲学社会科学版)2023年第6期。据此,本文提出以下假设:

H3:境外经贸合作区通过产业集聚效应促进中国贸易发展。

二、研究设计

(一)模型构建

借鉴现有文献的做法,本文运用多期DID模型检验中国境外经贸合作区的贸易效应,具体模型构建如下:

ln TRAit=α+βCOCZit+φXit+δi+γt+μit

(1)

其中,i,t分别表示东道国和年份,ln TRAit为被解释变量,即各个年份下中国同东道国的进出口贸易总额。β衡量中国境外经贸合作区的贸易效应,COCZit为中国境外经贸合作区政策变量,若中国于t年在东道国设立境外经贸合作区,则COCZit取值为1,否则为0。Xit为控制变量,δi和γt分别为国别固定效应和年份固定效应,μit为随机误差项。此外,本文参考任雪梅和陈汉林(23)任雪梅、陈汉林:《中国对“一带一路”沿线国家直接投资贸易效应的实证研究》,《统计与决策》2020年第3期。、胡再勇(24)胡再勇:《“一带一路”倡议促进了基础设施的双边贸易效应吗?--基于六大经济走廊的研究》 ,《当代经济管理》2021年第5期。的做法,选取双边经济规模(ln SGDPit)、双边人口规模(ln SPOPit)、双边是否签订优惠贸易安排虚拟变量(RTAit)、东道国制造业发展水平(MANUit)和东道国产业特征(PRIMit)作为控制变量。

进一步地,为验证前文所提假说,即境外经贸合作区将通过就业创造效应、制度优化效应与产业集聚效应影响中国贸易,本文借鉴温忠麟和叶宝娟的做法(25)温忠麟、叶宝娟:《中介效应分析:方法和模型发展》, 《心理科学进展》2014年第5期。,构建中介效应模型结合多期DID方法对相关传导机制进行识别,具体模型构建由式(1)、式(2)和式(3)组成。

Mit=α+aCOCZit+φXit+δi+γt+μit

(2)

ln TRAit=α+β’COCZit+bMit+φXit+δi+γt+μit

(3)

其中,Mit为中介变量,分别表示东道国就业水平(ln EMP)、东道国制度环境状况(INST)和东道国产业集聚水平(AGGS)。若式(1)中的系数β、式(2)的系数a与式(3)中的b同时显著,则中介效应成立。如果式(3)中的系数β’显著,表明存在部分中介效应,否则存在完全中介效应。

(二)变量说明与描述性统计

本文对被解释变量ln TRA进行了如下处理:首先剔除中小型金融中心、避税天堂与数据缺失超过五年的国家样本。同时,由于本文以2006年作为境外经贸合作区正式开展建设的年份,因此剔除2006年以前已设立境外经贸合作区的东道国样本,并对样本数据取对数以消除异方差问题。而核心解释变量COCZ的设置主要参照李祜梅等的研究成果(26)李祜梅、邬明权、牛铮,等:《1998-2020年中国境外产业园区信息数据集》,《中国数据科学》2019年第4期。并根据商务部官方文件(27)商务部“走出去”公共服务平台,http://fec.mofcom.gov.cn/article/jwjmhzq/,2023年7月18日。予以修正。

在控制变量的选取上,ln SGDP和ln SPOP分别为双边GDP、人口规模的对数。双边经济与人口规模越大,则中国进行贸易的供给与需求基础越为稳固。RTA代表双边是否签订优惠贸易安排的虚拟变量,若两国签订优惠贸易安排,则变量取值为1,否则为0。MANU为东道国制造业产值占GDP的比重,随着东道国制造业的发展,其在制成品贸易方面越具有优势,中国与东道国的贸易往来也将越频繁。PRIM则为东道国第一产业占GDP的比重,该变量数值越大,则东道国的产业结构与生产能力越趋于低端化和单一化,其所制产品技术层次较低,适应经济波动的能力也较差,中国同该类东道国进行贸易的成本十分高昂。

就中介变量而言,ln EMP为东道国就业人数的对数,较高的就业水平意味着强大的生产与需求能力,能为双边贸易奠定有效的物质与经济基础。INST为东道国制度环境变量,本文采用世界银行各个年份所公布的全球综合性治理指标的加权平均数作为代理变量,该数值越大,说明东道国的制度环境越好,中国同该国进行进出口贸易活动的风险也就越低。而对于东道国集聚水平AGGS来说,由于工业制成品在中国与各国的贸易中占比稳居90%以上,因此,本文采用东道国工业区位熵予以衡量,区位熵值越大,则该国的产业集聚程度与专业化分工水平也越高。

为消除异常值干扰,本文还对所有连续变量上下缩尾1%以消除异常值干扰,最终得到2004-2020年126个国家共2 142个观测值的强平衡面板数据。本文所使用数据均来自《中国产业园区数据集》、UN Comtrade数据库、WGI数据库、WDI数据库及CEPII数据库。各变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计

三、实证结果

(一)基准回归

本文选取2004-2020年跨国面板数据,采用多期DID模型对中国境外经贸合作区的贸易效应进行检验,基准回归结果见表2。

表2 基准回归结果

由表2可知,无论是否加入控制变量,核心解释变量COCZ始终显著为正,说明境外经贸合作区对中国贸易规模起到显著的促进作用。在境外经贸合作区所释放的政策红利下,中国同东道国进行贸易的关税与成本削减,限制与壁垒减少,贸易便利化程度提升,有助于中国出口和进口协同发展。

从控制变量的回归结果看,ln SGDP与ln SPOP的系数同样显著为正,这与本文预期及经济现象保持一致。RTA的系数在1%的水平上显著为正,说明签订优惠贸易安排扩大了中国的贸易规模。优惠贸易安排的签订为中国开展对外经贸合作提供了更为宽松与自由的空间,在增加中国与东道国贸易机会的同时亦有益于降低其贸易不确定性,从而更好促进中国贸易增长。MANU的系数同样显著为正,意味着较高的东道国制造业水平能有效引致最终产品的进口需求,也将释放原材料及中间产品进口需求,为中国相关产品出口创造潜在机会。但是PRIM的系数在1%的水平下显著为负,符合理论预期,即东道国产业结构低端化和单一化抑制了中国贸易规模。

(二)稳健性检验

1. 平行趋势检验

满足平行趋势假设是运用多期DID方法检验中国境外经贸合作区贸易效应的前提。为检验实验组与对照组在境外经贸合作区设立前后是否存在共同趋势,本文运用事件研究法验证平行趋势假设,具体模型设立如下:

ln Tradeit=α0+cPolicyi,t-j+φXit+γi+δt+εit

(4)

其中,Policyi,t-j为各时点虚拟变量与政策变量的交互项,反映t-j时期内实验组与对照组之间的变化差异,其余变量含义均与模型(1)一致。如图1所示,Policy的系数在中国境外经贸合作区设立前均不显著,表明实验组与对照组之间不存在显著差异。而在中国境外经贸合作区成立后,Policy系数均显著为正,表明实验组与对照组之间存在显著差异,平行趋势假设成立。

2. 安慰剂检验

为保证基准回归结果的稳健性,本文运用随机抽样方法进行安慰剂检验。对此,本文进行了3 000次随机抽样,由此得出核心解释变量COCZ的系数估计值及P值的分布情况。由图2可见,在3 000次随机抽样中,COCZ的系数估计值均集中分布于零点附近,远离基准回归系数值且绝大多数P值大于0.1,表明其他潜在不可观测因素不会对境外经贸合作区贸易效应的评估结果造成干扰,本文的基准回归结论具有稳健性。

图2 安慰剂检验

3. 政策随机性检验

若中国境外经贸合作区的设立不具备随机性,则在人为改变设立时点后,其影响效应依旧成立。但若仅改变境外经贸合作区的设立时点,而不改变样本选取的时间范围,则可能致使回归结果失真。因此,本文不仅将中国境外经贸合作区设立年份人为延后3年,还将时间范围缩至2008-2010年进行回归。由表3可以看出,缩小样本后COCZ的系数不显著为正,表明人为改变中国境外经贸合作区设立年份后,实验组与对照组将不存在显著差异,本文回归结果有效。

表3 缩小样本检验结果

4. 其他稳健性检验

除上述检验外,本文也从如下方面考察基准回归结论的稳健性:(1)若境外经贸合作区政策实施期间发生其他重要事件,则中国贸易规模的增长可能是同期发生的其他事件所致。与境外经贸合作区政策同期发生的主要事件是2015年亚投行的成立,本文在删除对应年份样本的基础上,还剔除既为境外经贸合作区东道国又为亚投行成员国的样本重新进行回归。(2)为避免非随机选择样本而产生的反向因果关系,本文借鉴Rosenbaum和Rubin(28)Rosenbaum P., Rubin D., “Constructing a control group using multivariate matched sampling methods that incorporate the propensity score”, The American Statistician, vol.39,no.1(1985),pp.33-38.、Heckman等(29)Heckman J.J., Ichimura H., Todd P.E., “Matching as an econometric evaluation estimator: evidence from evaluating a job training programme”, The Review of Economic Studies, vol.64,no.1(1997),pp.605-654.的方法选取东道国经济水平ln GDP、东道国人口规模ln POP、东道国对外开放水平ln OPEN、东道国资源禀赋水平ln RES和东道国工业发展水平ln IND作为匹配变量,运用核密度匹配方式进行PSM-DID检验。(3)为规避因分组非随机而引起的内生性问题,本文还运用工具变量法进行检验,借鉴綦建红和张志彤的做法(30)綦建红、张志彤:《利润驱动还是创新驱动?--排污权交易机制与中国企业对外直接投资》,《产业经济研究》2021年第2期。,以COCZ的滞后一期作为工具变量进行回归。表4所有检验均显示COCZ的系数显著为正且在一定水平上统计显著,表明境外经贸合作区对中国的贸易效应十分明显,与本文基准回归结论保持一致。

表4 其他稳健性检验

(三)作用机制检验

表5为本文的作用机制检验结果,如列(2)和列(3)所示,中国境外经贸合作区的设立有益于增加东道国就业机会,而东道国就业机会增加对中国贸易规模的估计系数在1%的水平上显著为正,表明东道国就业机会的增加对于扩大中国贸易规模存在显著的正向效应,H1假设得以成立。而表5的列(4)与列(5)则表明,当中介变量为INST时,中介效应成立,中国境外经贸合作区显著优化了东道国的制度环境,而INST对中国贸易的影响系数同样显著为正,说明随着东道国制度环境的优化,中国与东道国进行贸易的制度性阻碍与成本进一步减少,中国的贸易规模也将扩张,这支持了H2假设。此外,由表5的列(6)和列(7)可以看出,境外经贸合作区对产业集聚变量AGGS的回归系数0.028 7,AGGS对中国贸易的回归系数则为0.401 2,且其均在1%的显著性水平下为正,表明依托境外经贸合作区能够通过发挥产业集聚效应促进中国贸易规模增长,H3假设得到验证。

表5 作用机制检验

四、拓展分析

前文已采用多期DID模型证实了境外经贸合作区对中国贸易规模的促进作用,但其对于贸易结构、贸易流量等不易量化指标的影响仍有待探讨。基于此,本文进一步构建GTAP模型进行事前预测,旨在为中国境外经贸合作区的贸易效应评估提供更为全面的依据。

(一)数据递归与模型设定

1. 数据递归

本文基于2019年所发布的GTAP 10.0数据库进行预测,该数据库更新年份为2014年,主要包含141个国家及65种产品。为预测境外经贸合作区的贸易效应,本文参考Walmsley等的做法(31)Walmsley T., Louise T., Dimaranan B., et al., A base case scenario for the dynamic GTAP model, Center for Global Trade Analysis, Purdue University, West Lafayette,2000.,根据各国真实GDP、人口、资本存量以及熟练与非熟练劳动力数量计算增长率,以增长率作为冲击参数,将数据递归至2020年。各国GDP、人口和资本存量数据来源于WEO数据库,熟练与非熟练劳动力则选取自EconMap数据库。

2. 模型设定

基于GTAP模拟情景设置的需要,本文需对GTAP模型中的国家与产业进行设定。在国家设定方面,本文主要依据多期DID模型中实验组样本,即中国与42个东道国进行设定,以期与前文保持一致。在产业设定方面,出于对后文模拟情景冲击设定的需要,本文将GTAP模型中的65类产品单独分类,并在后续预测结果分析时根据所需研究问题进行加总。

在模拟情景设定方面,本文选取关税壁垒(TMS)与非关税壁垒(AMS)作为冲击,以东道国针对境外经贸合作区所出台的关税优惠政策设置TMS参数,借鉴Petri 等(32)Petri P., Plummer M.,Zhai F., “The Trans-Pacific partnership and Asia-Pacific integration”, East-West Center Working Paper, vol.119,no.1(2011),pp.119-120.、黄先海和陈航宇(33)黄先海、余骁:《“一带一路”建设如何提升中国全球价值链分工地位?--基于GTAP模型的实证检验》,《社会科学战线》2018年第7期。的做法设置AMS参数。具体而言,从冰山贸易成本理论出发,以贸易协议囊括范围区分评定领域,依据贸易协议的内容进行打分,以此为基准再根据相应权重计算整体非关税壁垒的削减水平,具体计算公式如式(5)所示:

(5)

表6 模拟情景设定

(二)模拟结果分析

1. 直接贸易效应预测

(1)贸易规模。从表7可以得出:在两种模拟情景下,中国与东道国的贸易规模分别增长1.88%

表7 贸易规模变动情况

和3.65%,其中,中国对东道国的出口分别扩大2.69%和5.37%,从东道国进口增长0.99%和1.79%。由此可见,境外经贸合作区在减免关税、促进资金融通和贸易畅通等方面发挥了重要作用,能够有效削减东道国的关税与非关税壁垒,增强中国出口至东道国产品的价格与竞争优势,从而为中国产品深入东道国市场、扩大出口创造有利环境。同时,由于绝大多数东道国技术水平落后,亟须依靠进口获得中国企业的部分技术溢出,并以此提升本国生产效率,降低平均生产成本,这也为扩大中国出口规模提供了有效契机。而东道国更具价格优势的产品取代了国内价格高昂的同类产品,将提高中国对于东道国相关产品的进口需求。

(2)贸易结构。本文依照现有境外经贸合作区的产业定位类别,结合刘宇和张亚雄的归类方法(35)刘宇、张亚雄:《欧盟-韩国自贸区对我国经济和贸易的影响--基于动态GTAP模型》,《国际贸易问题》2011年第11期。,把GTAP模型中原有产业部门划分为农业、资源能源业、加工制造业、高新技术业、商贸物流业及其他行业,以此预测境外经贸合作区对中国产业贸易结构的影响。由表8可看出:在中国与东道国的贸易中,加工制造业的出口与进口所占比重最高,说明境外经贸合作区的设立将深化双边加工制造业的产业内贸易。由于制造业的产业内贸易性质,生产要素仅在加工制造业产业内流动,并不会引起双边生产要素比例变化,能有效规避贸易摩擦。但对于资源能源业而言,双边贸易模式仍以产业间贸易为主,原因在于境外经贸合作区东道国多为能源富足国家,中国在资源能源业产品的出口上并不具备比较优势。但对于进口而言,随着境外经贸合作区建设进程的推进及双边经贸往来的深化,中国获取东道国资源能源的门槛进一步降低,进而增加资源能源进口。

表8 产业贸易结构占比情况

(3)贸易条件。由表9可知,在两种模拟情景下,中国的贸易条件将分别改善0.20%和0.42%,表明境外经贸合作区的设立将促使中国的贸易条件得到改善。一方面,境外经贸合作区持续释放政策红利,进一步消除了中国与东道国开展贸易的阻碍性因素,缩短了制度距离并不断优化平台载体,有效提升了中国的贸易条件;另一方面,中国对世界其他国家的部分贸易需求转移至东道国内,致使世界其他国家的部分产品需求与产品价格下降,从而显著改善了中国的贸易条件。

表9 中国贸易条件变动情况

2. 间接贸易效应预测

本文从中国GDP、福利及总产出变动出发预测境外经贸合作区的间接贸易效应。如表10所示,在情景一和情景二下,中国的GDP增速预计提升0.03%和0.05%,表明境外经贸合作区的设立有效拉动了中国经济增长。原因可能在于,境外经贸合作区以其灵活的运行机制和高效的集聚功能, 为入驻企业带来全球配置资源要素的良机及开展全产业链分工合作的契机,帮助中国企业提高专业化生产能力并在需求端上进一步拓宽海外市场,增进中外双边商贸往来并实现对外创汇,进而提升中国经济效益并引致相关贸易需求。同时,在两种模拟情景下,中国居民的福利水平均得到提升。结合理论分析来看,境外经贸合作区的设立将推动全球资源要素配置进一步优化,促使资源配置更为合理高效,使得中国居民能以更为低廉的价格享受多样化的东道国产品,提升中国居民的消费者剩余。最后,中国的总产出水平在两种模拟情景下也将有所提高。从现实来看,境外经贸合作区的设立降低了东道国要素资源的获取门槛,中国企业能利用其要素资源扩充产能,为双边贸易提供稳定的产品供给。

表10 间接贸易效应变动情况

五、结论与政策建议

本文在文献梳理与机制分析的基础上,分别运用多期DID模型与GTAP模型研究境外经贸合作区对中国贸易的影响,并得出如下研究结论:从事后检验结果来看,境外经贸合作区的成立有助于扩大中国的贸易规模,且主要通过就业创造效应、制度优化效应和产业集聚效应提升中国贸易规模;从事前预测结果来看,境外经贸合作区在直接促进中国贸易规模扩张、贸易结构与条件优化的同时,还将通过促进经济增长、提升居民福利水平与增加总产出间接推动中国贸易发展。

基于上述结论,本文提出如下政策建议:第一,境外经贸合作区对于实现中国现阶段及未来长期对外贸易增长至关重要,政府应当制定境外经贸合作区发展战略规划,加快境外经贸合作区实施经验的复制与推广,以“旧”经验带动“新”发展,帮助新设合作区快速步入正轨。做好国别营商信息收集工作,着手建立国别经济环境数据库,构建统一的东道国营商环境评价指标体系,帮助企业做到科学投资和选址。第二,改善东道国就业水平有助于中国境外经贸合作区贸易效应的更好发挥,中国与东道国政府应竭力创造符合双边贸易发展需求的就业形态,通过开设人才招聘市场及信息服务中心,提供行业贸易咨询,消除因信息不对称而导致的摩擦性失业,并进一步免除涉及劳动力就业的行政性收费,降低劳动者就业信息的获取门槛。第三,境外经贸合作区将通过改善东道国制度环境与提升区域集聚水平间接推动中国贸易发展。因此,政府需健全贸易风险防范与沟通机制,构建贸易风险防控体系以合理监控园区内企业投资与贸易风险,优化贸易结算方式进而规避结算风险,预防贸易纠纷与贸易欺诈。第四,支持区位相近、产业关联同质的境外经贸合作区进行空间、资源与产业整合,促进大数据、物联网等现代信息技术与园区建设管理相融合,提高产业集聚效应和规模。