中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易環(huán)境及潛力研究
——基于HT模型的實(shí)證檢驗(yàn)

李海偉，倪 沙

（天津商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134）

一 引言

黨的十九大報(bào)告指出：“要以‘一帶一路’建設(shè)為重點(diǎn)，堅(jiān)持引進(jìn)來(lái)和走出去并重，遵循共商共建共享原則，加強(qiáng)創(chuàng)新能力開(kāi)放合作，形成陸海內(nèi)外聯(lián)動(dòng)、東西雙向互濟(jì)的開(kāi)放格局?！蹦壳埃澜缃?jīng)濟(jì)格局正發(fā)生劇烈變動(dòng)。以美國(guó)為首的西方資本主義國(guó)家中逆全球化聲音不斷增強(qiáng)，中美貿(mào)易戰(zhàn)經(jīng)歷多輪磋商后仍未止戈，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易也受到一定程度影響。而“一帶一路”倡議，是中國(guó)積極融入全球化、參與全球經(jīng)濟(jì)治理的重要舉措，是中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的一條“通路”。

“一帶一路”沿線地區(qū)，是中國(guó)開(kāi)展對(duì)外貿(mào)易的重要合作地區(qū)。2018年中國(guó)同該地區(qū)的貿(mào)易總額為11 872億美元，占中國(guó)當(dāng)年貿(mào)易總額的28%；其中，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家出口總額為7 091億美元，進(jìn)口總額為4 781億美元，分別占當(dāng)年中國(guó)出口和進(jìn)口總額的比重為28%和23%。而2009年，中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家的貿(mào)易總額僅有4 762億美元，其中出口2 902億美元，進(jìn)口1 860億美元。從2009年到2018年，中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家的貿(mào)易總額增長(zhǎng)了149%，出口增長(zhǎng)144%，進(jìn)口增長(zhǎng)157%。隨著“一帶一路”倡議在貿(mào)易領(lǐng)域的不斷深化，中國(guó)同沿線國(guó)家的貿(mào)易往來(lái)將更加密切。

中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易問(wèn)題的研究成果日趨豐富。一些研究盡管雖不以貿(mào)易為主，但也與貿(mào)易問(wèn)題相關(guān)（劉華芹和李鋼，；申現(xiàn)杰和肖金成；等）［1-2］。部分研究著眼于國(guó)別層面，韓永輝和鄒建華［3］研究了“一帶一路”背景下中國(guó)與西亞國(guó)家的貿(mào)易合作現(xiàn)狀，并對(duì)合作前景進(jìn)行了展望。于津平、顧威［4］認(rèn)為以哈薩克斯坦為首的部分沿線國(guó)家出口和進(jìn)口手續(xù)煩瑣，貿(mào)易保護(hù)主義盛行，嚴(yán)重影響對(duì)外貿(mào)易的效率。此外，部分國(guó)家不斷提起的反傾銷(xiāo)和反補(bǔ)貼調(diào)查也是貿(mào)易保護(hù)的重要表現(xiàn)。鄧靖、李敬［5］通過(guò)實(shí)證分析中國(guó)與中東歐國(guó)家貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)、貿(mào)易互補(bǔ)及貿(mào)易環(huán)境，發(fā)現(xiàn)中國(guó)同中東歐國(guó)家貿(mào)易互補(bǔ)大于貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)，有較大合作空間。諸如此類的研究不勝枚舉。另一類的研究，著眼于產(chǎn)業(yè)層面，例如，黃曉勇［6］對(duì)“一帶一路”戰(zhàn)略對(duì)亞洲能源安全的促進(jìn)作用進(jìn)行了分析。張曦、王根厚等［7］分析了廣西與東盟礦業(yè)合作面臨的問(wèn)題及前景。程云潔、董程慧［8］研究了中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家工業(yè)制成品出口貿(mào)易的影響因素及潛力，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人口數(shù)、貨幣自由、金融自由、簽署自由貿(mào)易協(xié)定、共同語(yǔ)言等因素的影響較為明顯。

綜上所述，已有的研究成果對(duì)本文起到了重要的支撐作用，本研究在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用豪斯曼-泰勒模型（簡(jiǎn)稱HT模型），該模型最早由 Hausman和Taylor在1981年的一篇論文中提出［9］，他們?cè)谡撐闹兄攸c(diǎn)探討了面板數(shù)據(jù)中不可觀測(cè)個(gè)體影響的處理方法。從全樣本及分國(guó)家類型兩個(gè)方面分析中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家開(kāi)展雙邊貿(mào)易的影響因素，并測(cè)算沿線國(guó)家貿(mào)易潛力大小。本文對(duì)該領(lǐng)域研究的邊際貢獻(xiàn)為：第一，從樣本選取和分類上，不僅有“一帶一路”沿線國(guó)家全樣本分析，還將沿線國(guó)家按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分成三類，并對(duì)每一類型國(guó)家分別研究，從而體現(xiàn)不同類型國(guó)家貿(mào)易影響因素的差異。第二，在回歸方法選擇上，選取HT模型進(jìn)行合理替代，克服了傳統(tǒng)固定效應(yīng)模型浪費(fèi)自由度的問(wèn)題。此外，本文應(yīng)用最新數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易潛力進(jìn)行了全面測(cè)算，在實(shí)踐層面具有一定的指導(dǎo)意義。

二 模型構(gòu)建

（一）基本引力模型

貿(mào)易引力模型最初來(lái)源于物理學(xué)的牛頓萬(wàn)有引力模型：F＝GM1M2／R2。該模型中蘊(yùn)含的哲理被Hasson和Tinbergen（1964）引入到國(guó)際貿(mào)易的研究領(lǐng)域。初始的貿(mào)易引力模型可表述為兩個(gè)國(guó)家之間的貿(mào)易流量同兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量成正比，同兩國(guó)之間的距離成反比。模型設(shè)定為：

為了克服計(jì)量模型中可能存在的多重共線性問(wèn)題，一般研究都使用該模型的對(duì)數(shù)形式，即：

該模型即為貿(mào)易引力模型的基本形式。

其中，tradeijt代表國(guó)家i與國(guó)家j的雙邊貿(mào)易額，也就是國(guó)家i從國(guó)家j的進(jìn)口額與國(guó)家i向國(guó)家j的出口額之和；

gdpit和gdpjt分別表示國(guó)家i和國(guó)家j的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，代表兩個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，用以反映兩個(gè)國(guó)家的進(jìn)口需求和出口供給能力；

distij表示國(guó)家i和國(guó)家j之間的貿(mào)易距離，是一個(gè)反映雙邊貿(mào)易中“貿(mào)易阻力”因素的變量。

lntradeijt、ln（gdpit·gdpit）、lndistij分別是tradeijt、gdpit·gdpit、distij的自然對(duì)數(shù)形式。

α是常數(shù)項(xiàng)，β1、β2是變量的回歸系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差。

在影響基本的貿(mào)易引力模型上，通過(guò)考察影響貿(mào)易環(huán)境即影響貿(mào)易的其他因素，增加新的解釋變量，就構(gòu)成擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型。

（二）貿(mào)易環(huán)境

貿(mào)易環(huán)境是影響國(guó)際貿(mào)易的因素，其構(gòu)成比較復(fù)雜，本文通過(guò)總結(jié)之前研究成果，并針對(duì)中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易的特殊情況，考慮以下幾個(gè)影響因素：

經(jīng)濟(jì)規(guī)模：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）可以反映出一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，自基本的貿(mào)易引力模型誕生之時(shí)起，該變量就一直存在于各種貿(mào)易引力模型中。這是由模型所蘊(yùn)含的理論邏輯所決定的。Hasson和 Tinbergen［10］、Linnemann［11］等的早期研究將其中道理闡述地非常明白。在控制了其他影響因素之后，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模能夠反映出該國(guó)的進(jìn)口需求能力和出口供給能力。

人口：一國(guó)的人口數(shù)量可以反映該國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模。但是，人口對(duì)雙邊貿(mào)易的影響在以往研究中尚未形成一致結(jié)論。例如，自Linnemann［11］首次將人口變量納入貿(mào)易引力模型之后，Soloaga和Alan［12］等諸多學(xué)者均分別對(duì)該變量進(jìn)行了類似的研究。他們研究的結(jié)論顯示：人口數(shù)量同貿(mào)易量負(fù)相關(guān)，即人口規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)使對(duì)外貿(mào)易量減少。但是，也有學(xué)者認(rèn)為，人口因素對(duì)國(guó)際貿(mào)易量的效應(yīng)為正。Brada和Mendze［13］通過(guò)分析人口數(shù)量對(duì)出口和進(jìn)口兩方面的影響，得出結(jié)論：人口數(shù)量對(duì)一國(guó)出口產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生正效應(yīng)，而對(duì)進(jìn)口的正效應(yīng)明顯大于對(duì)出口的負(fù)效應(yīng)，因此，人口數(shù)量對(duì)雙邊貿(mào)易量的總體效應(yīng)為正。盡管目前關(guān)于人口因素對(duì)貿(mào)易量的影響尚未達(dá)成共識(shí)，但多數(shù)研究人員均認(rèn)為，研究該問(wèn)題應(yīng)從供求兩方面考慮，對(duì)貿(mào)易量的影響是供給和需求兩方面影響疊加的綜合效果。

人均收入：人均收入可以反映一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。通常，一國(guó)人均收入越高，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也越高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的國(guó)家，在國(guó)際貿(mào)易分工中處于優(yōu)勢(shì)地位，參與國(guó)際貿(mào)易的可能性就越大。Dell［14］通過(guò)將人均收入的變量引入引力模型，實(shí)證研究了一國(guó)的人均收入對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響。一些研究將人均收入用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值代替，其實(shí)質(zhì)同樣是反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響。

距離：距離作為基本引力模型中重要的解釋變量，反映的是所有的貿(mào)易阻抗因素。一般地認(rèn)為，距離對(duì)貿(mào)易量有著顯著的負(fù)效應(yīng)，即距離越遠(yuǎn)的兩國(guó)之間貿(mào)易量越小，這是由于距離越遠(yuǎn)，兩國(guó)之間貨物運(yùn)輸成本越高，因此貿(mào)易流量越小。不過(guò)，盡管大部分研究認(rèn)為距離對(duì)貿(mào)易量具有負(fù)效應(yīng)是毋庸置疑的（Anderson等；Carrere等）［15-16］，也有部分研究表明，隨著信息技術(shù)的發(fā)展和物流水平的提高，運(yùn)輸成本正在大幅下降，距離對(duì)貿(mào)易量的影響正在逐漸消失（Cairncross）［17］。距離除了包含運(yùn)輸成本外，還包含歷史、文化、政治等各個(gè)方面的差異。因此，即使隨著技術(shù)的提高使貨物運(yùn)輸成本降低，國(guó)與國(guó)之間的歷史、文化、政治差異不能消弭的。

人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額：人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額既包含了兩國(guó)生產(chǎn)規(guī)模的差異程度，也包含了兩國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異程度。兩國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，往往意味著在國(guó)際市場(chǎng)上產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)程度低，互補(bǔ)程度高，雙方進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易的意愿更加強(qiáng)烈。但也有學(xué)者研究認(rèn)為，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額可反映兩國(guó)需求偏好的相似性。兩國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越相似，其對(duì)產(chǎn)品的需求越接近，重疊需求的范圍就越大，兩國(guó)可貿(mào)易商品的種類和數(shù)量也越多。因此，兩國(guó)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額同貿(mào)易量具的關(guān)系尚有不同論斷。

制度：制度因素也可看作影響國(guó)際貿(mào)易量的非正式壁壘，因?yàn)橐粐?guó)制度環(huán)境的優(yōu)劣對(duì)該國(guó)國(guó)際貿(mào)易的影響巨大。通常，制度環(huán)境較先進(jìn)的國(guó)家，管理成本較低，生產(chǎn)的產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力更強(qiáng)；而制度環(huán)境較落后的國(guó)家，管理成本較高，產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力更弱。另一個(gè)方面，制度環(huán)境較先進(jìn)的國(guó)家，有更好的市場(chǎng)秩序和更高的交易效率，對(duì)國(guó)外產(chǎn)品的流入具有更大的吸引力；而制度較落后的國(guó)家，其往往伴生著市場(chǎng)混亂和效率低下，會(huì)阻礙國(guó)外產(chǎn)品的流入。De Groot等［18］建立的包含制度因素的貿(mào)易引力模型，揭示了制度環(huán)境的改善對(duì)發(fā)展中國(guó)家貿(mào)易的正效應(yīng)。此外，制度的差異也會(huì)對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響。制度差異較小的國(guó)家之間，往往其行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)和準(zhǔn)入條件比較接近，貿(mào)易規(guī)模較大；而制度差異較大的國(guó)家之間，會(huì)存在行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)和準(zhǔn)入條件的不同所造成的非關(guān)稅壁壘，從而限制雙邊貿(mào)易量。

經(jīng)貿(mào)合作：一國(guó)同其他國(guó)家和地區(qū)開(kāi)展經(jīng)貿(mào)合作對(duì)其貿(mào)易量的增長(zhǎng)有顯著的正效應(yīng)，這是許多研究得出的共同結(jié)論，也是世界各國(guó)和地區(qū)積極謀求建立各種類型經(jīng)貿(mào)合作組織的重要理論基礎(chǔ)。通常，經(jīng)貿(mào)合作協(xié)議中會(huì)包含關(guān)稅減免或效果等同于關(guān)稅減免的條款，這有利于協(xié)議雙方之間貿(mào)易流量的增加。經(jīng)貿(mào)合作組織從地理范圍上看，主要涵蓋三個(gè)層次：第一個(gè)層次是全球性的經(jīng)貿(mào)合作組織，沒(méi)有明顯的地理界限劃分，最具代表性的就是世界貿(mào)易組織（WTO）。第二個(gè)層次是區(qū)域性經(jīng)貿(mào)合作組織，對(duì)于此類組織，區(qū)域范圍是其明顯的標(biāo)志，一般以成員方所在地區(qū)為界限，主要致力于本地區(qū)范圍內(nèi)的國(guó)家和地區(qū)之間加強(qiáng)經(jīng)貿(mào)合作，并有共同抵御外部經(jīng)貿(mào)環(huán)境影響的性質(zhì)，例如經(jīng)合組織（OECD）、亞太經(jīng)合組織（APEC）、東南亞國(guó)家聯(lián)盟（ASEAN）等。第三個(gè)層次是國(guó)與國(guó)之間建立的自由貿(mào)易區(qū)（FTA）。建立自由貿(mào)易區(qū)的國(guó)家之間，有些地理相鄰，也有些跨越的地理范圍較大。這類組織建立的最主要原因往往不是地理因素，而更多是出于經(jīng)濟(jì)利益的考量。本文根據(jù)“一帶一路”沿線國(guó)家的實(shí)際情況，主要考察的經(jīng)貿(mào)合作因素為：是否為世界貿(mào)易組織（WTO）成員方，是否為亞太經(jīng)合組織（APEC）成員方，是否同中國(guó)簽訂了自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。

共同邊界：共同邊界從兩個(gè)方面對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生影響。一方面，從運(yùn)輸成本角度看，兩國(guó)擁有共同邊界，能夠減少貨物貿(mào)易的運(yùn)輸成本，有利于雙邊國(guó)際貿(mào)易的開(kāi)展。另一方面，從文化、社會(huì)行為習(xí)慣等各方面的差異來(lái)看，擁有共同邊界的國(guó)家往往有相似的文化和社會(huì)行為習(xí)慣，這就使兩國(guó)的需求偏好趨向一致，增強(qiáng)了雙方開(kāi)展國(guó)際貿(mào)易的基礎(chǔ)。而且相似的文化和社會(huì)行為習(xí)慣，也使雙方的溝通成本和交易成本降低，削減了雙方開(kāi)展國(guó)際貿(mào)易的信息壁壘。因此，共同邊界被認(rèn)為是促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易的一個(gè)重要影響因素。

以上所述，即為本文構(gòu)建引力模型時(shí)考慮的貿(mào)易環(huán)境，將作為解釋變量進(jìn)行實(shí)證分析。除此之外還有一些影響因素被納入引力模型，例如共同語(yǔ)言。共同語(yǔ)言可以使國(guó)際貿(mào)易中的交流變得更加便利，有效降低貿(mào)易的交易成本，被認(rèn)為是促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易的一個(gè)重要影響因素。此外，共同語(yǔ)言也被看作是兩國(guó)擁有相同文化背景的象征。但是，由于中國(guó)和“一帶一路”沿線各國(guó)之間均不具有相同語(yǔ)言，因此，該變量在本文的研究中并不適用，還有研究通過(guò)不同的方法測(cè)算各國(guó)之間的貿(mào)易壁壘，本文均不作詳細(xì)的介紹。

（三）擴(kuò)展的引力模型

根據(jù)前文對(duì)貿(mào)易影響因素分析和模型變量的選取，本文構(gòu)建貿(mào)易引力模型如下：

其中，下標(biāo)i表示的是中國(guó)，下標(biāo)j表示的是“一帶一路”沿線國(guó)家。變量I表示的是制度變量，包括iva和diva，變量D表示的是經(jīng)貿(mào)合作變量中的apec和fta。

三 實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，在樣本數(shù)據(jù)中，包含了中國(guó)與“一帶一路”沿線各國(guó)（“一帶一路”沿線國(guó)家數(shù)量為63，巴勒斯坦未納入樣本）2009-2018年的經(jīng)貿(mào)數(shù)據(jù)。

估計(jì)引力方程所需的基本數(shù)據(jù)有：貿(mào)易總額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、距離和制度。其中，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人口和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)資料來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織的《世界經(jīng)濟(jì)展望》（WEO）數(shù)據(jù)庫(kù)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值均以美元為單位，采用名義指標(biāo)。盛斌、廖明中［19］指出，采用購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)（PPP）計(jì)算的實(shí)際GDP適宜估計(jì)長(zhǎng)期貿(mào)易流量，而基于當(dāng)前匯率的名義GDP則適合分析短期貿(mào)易流量。根據(jù)分析樣本的考察期，本文采用名義指標(biāo)來(lái)反映一國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

進(jìn)口額和出口額由聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫(kù)整理得到。雙邊貿(mào)易總額由進(jìn)出口額相加得到。上述數(shù)據(jù)以美元為單位，采用名義指標(biāo)。

距離數(shù)據(jù)來(lái)自法國(guó)社會(huì)展望和國(guó)際信息研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫(kù)。本文借鑒了 Mayer和 Zignago［20］測(cè)算的雙邊航運(yùn)距離來(lái)對(duì)兩國(guó)距離進(jìn)行度量。該數(shù)據(jù)以四種不同的方法對(duì)貿(mào)易距離進(jìn)行了測(cè)量。四組不同的距離測(cè)定方法中，前兩組分別表示兩國(guó)主要經(jīng)濟(jì)聚集地和兩國(guó)首都之間的地理距離，后兩組則根據(jù)主要經(jīng)濟(jì)聚集地進(jìn)行加權(quán)計(jì)算得到，不同之處在于對(duì)貿(mào)易的距離彈性取值不同。

制度數(shù)據(jù)來(lái)自全球治理指標(biāo)（Worldwide Governance Indicator，WGI）數(shù)據(jù)庫(kù)。全球治理指標(biāo)（WGI）分別從民主程度（Voice and Accountability）、政權(quán)穩(wěn)定性（Political Stability and Absence of Violence／Terrorism）、政府治理效率（Government Effectiveness）、規(guī)制質(zhì)量（Regulatory Quality）、法制（Rule of Law）和腐敗控制（Control of Corruption）六個(gè)角度提供反映一國(guó)制度環(huán)境的指標(biāo)，數(shù)值越大表示該國(guó)制度環(huán)境越好。

影響因素中還有兩個(gè)表示“差異”或“相似性”的因素，一個(gè)是表示兩國(guó)之間需求相似性的變量，即兩國(guó)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額，用中國(guó)同“一帶一路”沿線各國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之差的絕對(duì)值表示；另一個(gè)是表示兩國(guó)制度相似性的變量，用中國(guó)同“一帶一路”沿線各國(guó)相應(yīng)制度測(cè)評(píng)分?jǐn)?shù)之差的絕對(duì)值表示。

表示經(jīng)貿(mào)合作的變量和表示共同邊界的變量，均根據(jù)實(shí)際情況取值。

（二）變量選取

關(guān)于變量選取，主要考慮變量可選的幾組數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性以及變量與其他變量之間的相關(guān)性。

1.表示同一變量的不同數(shù)據(jù)的選取

關(guān)于表示同一變量的幾組數(shù)據(jù)之間的選擇，主要涉及距離變量和制度變量。

表示距離變量的數(shù)據(jù)有四組。經(jīng)測(cè)算，四組距離數(shù)據(jù)相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.99以上，屬于高度相關(guān)。根據(jù)研究對(duì)象特性，本文選擇第一組數(shù)據(jù)，即兩國(guó)主要經(jīng)濟(jì)聚集地的地理距離。

表示制度變量的數(shù)據(jù)有六組。六組制度數(shù)據(jù)相關(guān)性較高，不可以同時(shí)出現(xiàn)在回歸方程之中。在選擇表示制度變量的指標(biāo)時(shí)，應(yīng)考慮各變量同其他解釋變量之間的相關(guān)性，選擇相關(guān)性較低的一個(gè)制度變量納入引力模型。篇幅所限，本文不一一展示各變量同其他解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，經(jīng)檢測(cè)，民主程度（Voice and Accountability）的數(shù)據(jù)同其他解釋變量的相關(guān)性最低，故本文采用民主程度作為表示一國(guó)制度因素的解釋變量。

2.符號(hào)說(shuō)明

引力模型中各變量的符號(hào)作如下說(shuō)明：

gdp：表示“一帶一路”沿線國(guó)家的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；agdp：表示“一帶一路”沿線國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；pop：表示“一帶一路”沿線國(guó)家的人口數(shù)量；cgdp：表示中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；cagdp：表示中國(guó)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；cpop：表示中國(guó)的人口數(shù)量；dagdp：表示中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之差的絕對(duì)值；dis：表示中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家的距離；

上述幾個(gè)解釋變量在模型中均取其對(duì)數(shù)形式。如lngdp即表示變量gdp的對(duì)數(shù)，其他變量相同。

iva：表示“一帶一路”沿線國(guó)家的民主程度評(píng)分；diva：表示中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家民主程度評(píng)分之差的絕對(duì)值；

此外，引力模型中還有四個(gè)啞變量。其中，表示經(jīng)貿(mào)合作的啞變量有三個(gè)：

wto：變量wto表示“一帶一路”沿線國(guó)家是否屬于世界貿(mào)易組織成員方；若是，取值為“1”；若不是，取值為“0”。需要注意的是，一些國(guó)家是在樣本統(tǒng)計(jì)年份中加入的WTO，例如，俄羅斯和黑山于2012年加入WTO，老撾、塔吉克斯坦和也門(mén)于2013年加入WTO，哈薩克斯坦于2015年加入WTO。上述國(guó)家都是根據(jù)實(shí)際情況，從加入當(dāng)年開(kāi)始變量取值為“1”，之前取值為“0”。

apec：變量apac表示“一帶一路”沿線國(guó)家是否屬于亞太經(jīng)合組織成員國(guó)；若是，取值為“1”；若不是，取值為“0”。

fta：變量fta表示“一帶一路”沿線國(guó)家是否同中國(guó)建立了自由貿(mào)易區(qū)；若是，取值為“1”；若不是，取值為“0”。這里的自由貿(mào)易區(qū)，根據(jù)其建立的時(shí)間長(zhǎng)短和產(chǎn)生的影響，主要考慮“中國(guó)-東盟”自由貿(mào)易區(qū)和“中國(guó)-巴基斯坦”自由貿(mào)易區(qū)。

bou：變量bou表示“一帶一路”沿線國(guó)家是否同中國(guó)有共同邊界；若是，取值為“1”；若不是，取值為“0”。

3.納入模型變量選取

前文所描述的各解釋變量，不能全部納入到擴(kuò)展的引力模型之中，這是因?yàn)椋舸嬖谙嚓P(guān)性很高的多個(gè)變量，會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性，從而影響整個(gè)模型的回歸準(zhǔn)確性。

首先考慮的是“一帶一路”沿線國(guó)家的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人口三個(gè)變量的選取問(wèn)題。因?yàn)槿齻€(gè)變量之間完全共線，不能同時(shí)納入引力模型。經(jīng)測(cè)算，“一帶一路”沿線國(guó)家的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人口兩個(gè)變量相關(guān)性較高，而二者與人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)性在可接受范圍，因此，將人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值納入引力模型。在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人口兩個(gè)變量中，考察其與其他各解釋變量之間的相關(guān)性，選擇相關(guān)性較小的變量納入模型。通過(guò)考察，人口變量與其他各解釋變量的相關(guān)性較小，納入模型之中。

在中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人口三個(gè)變量的選取上，同樣首先考察三者之間的相關(guān)性。經(jīng)考察，三者之間相關(guān)性非常高，只能選取其一作為解釋變量。本文選取中國(guó)人口數(shù)量作為模型的解釋變量，主要有以下三點(diǎn)考慮：第一，人口數(shù)量可以表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模，而中國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響程度較為顯著；第二，人口變量同其他變量之間的相關(guān)性均在可接受范圍內(nèi)；第三，同“一帶一路”沿線國(guó)家表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模的變量選取具有一致性。

接下來(lái)，考察模型各解釋變量之間的相關(guān)性，其結(jié)果如表1所示。通過(guò)計(jì)算各變量之間spearman相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，模型各解釋變量之間的相關(guān)性大部分在可接受范圍內(nèi)，只有兩組變量的相關(guān)性比較高。第一組是變量apec和變量fta；第二組為變量iva和變量diva。每組中的兩個(gè)變量不能同時(shí)出現(xiàn)在方程之中。同時(shí)，本文也考察了各解釋變量的VIF方差膨脹因子，均在4以下，說(shuō)明模型不存在多重共線性問(wèn)題。

表1 各變量spearman相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）回歸結(jié)果

根據(jù)之前研究顯示，固定效應(yīng)模型是一個(gè)研究相關(guān)問(wèn)題相對(duì)較好的模型，但是，固定效應(yīng)模型的最大缺陷是自由度的浪費(fèi)，即許多不隨時(shí)間變化的變量無(wú)法估計(jì)，因此必須尋找一個(gè)模型代替固定效應(yīng)模型。這種代替模型的要求有兩點(diǎn)：其一，回歸結(jié)果必須有效，即與固定效應(yīng)回歸結(jié)果具有一致性。其二，能夠估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量，即節(jié)省模型的自由度。

根據(jù)上述要求，Hausman-Taylor模型是一個(gè)比較理性的選擇。該模型在許多涉及面板數(shù)據(jù)處理的問(wèn)題上均有廣泛應(yīng)用。陳麗麗等［21］使用HT模型，對(duì)服務(wù)貿(mào)易問(wèn)題進(jìn)行了研究。HT模型采用工具變量法，選用模型中的外生變量作為內(nèi)生變量的工具變量進(jìn)行回歸分析，既滿足了固定效應(yīng)模型中隨機(jī)變量與解釋變量之間相關(guān)的假設(shè)，又克服了固定效應(yīng)模型不能估計(jì)不隨時(shí)間變化變量影響的不足，是一種比較適合本文研究的模型。

在HT模型中，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)（Over-identification）通常用來(lái)檢驗(yàn)工具變量的合理性。若檢驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè)，即工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)，而與隨機(jī)項(xiàng)不相關(guān)，則工具變量設(shè)置合理；反之，則認(rèn)為模型中的工具變量設(shè)置存在問(wèn)題。此外，另一個(gè)檢驗(yàn)方法是由Hausman［9］提出的，他在論文中并未使用Sargan-Hansen檢驗(yàn)，而是通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，查看固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果與HT模型的回歸結(jié)果是否具有顯著區(qū)別，以此來(lái)判斷HT模型的有效性。此外，模型回歸自帶的Wald檢驗(yàn)可以驗(yàn)證回歸方程整體是否顯著。

1.全樣本回歸結(jié)果

用HT模型進(jìn)行全樣本雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)的實(shí)證回歸，其結(jié)果如表2所示。

從HT模型的回歸結(jié)果中可以看出：和以往研究結(jié)果類似，在基本的貿(mào)易引力模型中包括的幾個(gè)變量，其回歸系數(shù)均比較顯著，說(shuō)明引力模型對(duì)雙邊貿(mào)易的解釋能力較好。

“一帶一路”沿線國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)雙邊貿(mào)易有正向影響。這也符合理論預(yù)期和之前大量研究的成果。沿線國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高，表示該國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的國(guó)家越有動(dòng)機(jī)參與到國(guó)際貿(mào)易之中。從回歸數(shù)據(jù)我們可以看出，“一帶一路”沿線國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變量的系數(shù)為0.920①由于各回歸結(jié)果的系數(shù)差異不大，因此我們分析主要解釋變量時(shí)，采用基本貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果。當(dāng)幾個(gè)回歸結(jié)果系數(shù)差異較大，或者顯著性差異較大時(shí)，再作具體說(shuō)明。沒(méi)有具體說(shuō)明的，都是默認(rèn)為按照基本貿(mào)易引力模型結(jié)果分析。，這說(shuō)明，在其他因素不變的情況下，“一帶一路”沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每提高1%，中國(guó)與其雙邊貿(mào)易量將增長(zhǎng)0.920%。

表2 全樣本回歸結(jié)果

人口變量的回歸結(jié)果也非常顯著，且符號(hào)為正，說(shuō)明不論是中國(guó)的人口增長(zhǎng)還是“一帶一路”沿線國(guó)家的人口增長(zhǎng)，都會(huì)對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生正效應(yīng)。人口因素對(duì)進(jìn)出口的影響，主要體現(xiàn)在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求的擴(kuò)張和產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)張孰大孰小。就本文的研究結(jié)果而言，人口對(duì)雙邊貿(mào)易的影響顯著為正。從變量系數(shù)值上看，lnpop的系數(shù)為1，說(shuō)明“一帶一路”國(guó)家人口每增長(zhǎng)1%，中國(guó)同其雙邊貿(mào)易量將等量增加；變量lncpop的系數(shù)為10.23，說(shuō)明中國(guó)人口每增長(zhǎng)1%，其同“一帶一路”沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易量將增加10.23%。

對(duì)于上述三個(gè)解釋變量的回歸結(jié)果，既基本符合經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，也同之前的研究結(jié)果類似。“一帶一路”沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和人口兩個(gè)變量的彈性均在1左右，這同已有研究成果較一致；與此相對(duì)，中國(guó)人口變量的彈性約為10，數(shù)值較大，說(shuō)明中國(guó)人口的變化對(duì)其同“一帶一路”沿線國(guó)家雙邊貿(mào)易的影響非常大。如表3所示，產(chǎn)生上述結(jié)果的原因，主要是中國(guó)的人口規(guī)模相較于“一帶一路”沿線絕大多數(shù)國(guó)家而言，都非常龐大。因此，中國(guó)人口變化1%的絕對(duì)值也是一個(gè)相當(dāng)大的規(guī)模，其所帶來(lái)的市場(chǎng)規(guī)模的變化非常巨大。

表3 人口、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和制度變量描述性統(tǒng)計(jì)

距離變量的回歸系數(shù)值在基本引力模型中顯著為負(fù)，說(shuō)明距離對(duì)中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家雙邊貿(mào)易有負(fù)效應(yīng)。在擴(kuò)展的引力模型中，距離的回歸系數(shù)盡管沒(méi)有發(fā)生較大變化，但顯著性明顯降低。隨著納入模型的變量增加，即考慮的影響因素逐漸增加，距離對(duì)雙邊貿(mào)易量的影響逐漸降低。通常來(lái)看，兩地空間距離大小對(duì)運(yùn)輸成本有著直接的影響，空間距離越大，運(yùn)輸成本也越高。另外，空間距離還同歷史文化差異化程度、信息交流通暢性等相關(guān)。空間距離還會(huì)造成信息交流障礙，阻礙雙邊貿(mào)易的開(kāi)展。但是，近些年來(lái)的研究發(fā)現(xiàn)，距離對(duì)雙邊貿(mào)易流量的阻礙作用存在逐漸減小的趨勢(shì)，主要是因?yàn)榭萍嫉倪M(jìn)步促進(jìn)了運(yùn)輸業(yè)發(fā)展，運(yùn)輸成本在貿(mào)易總成本中的比重不斷下降。通信技術(shù)的發(fā)展和全球信息網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)也削弱了距離產(chǎn)生的阻礙作用，增強(qiáng)了雙邊貿(mào)易流量不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。在本文的回歸結(jié)果中，距離的彈性為-0.922，表明在其他因素不變的情況下，距離增加1%，會(huì)使中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易量減少0.922%，距離變量彈性在-1左右，這也和許多文獻(xiàn)的研究結(jié)果相吻合。

人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額的回歸系數(shù)顯著為正。該結(jié)果同重疊需求理論的分析并不一致。按照需求相似理論的解釋，兩國(guó)需求差異越小，重疊需求越高，雙方的國(guó)際貿(mào)易量也越大。因此，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額應(yīng)該同貿(mào)易量呈負(fù)相關(guān)。產(chǎn)生本文回歸結(jié)果的原因，可能有兩個(gè)方面：第一，從數(shù)據(jù)上看，“一帶一路”沿線國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值均值約為中國(guó)的兩倍，而本文中人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差額是用絕對(duì)值表示的，所以，該數(shù)值越高的國(guó)家，一般都是人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比較高的國(guó)家，而人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高的國(guó)家，同中國(guó)的雙邊貿(mào)易量也越高。也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響抵消了需求差異化的影響，該變量包含的兩重信息疊加后的結(jié)果導(dǎo)致回歸系數(shù)為正。第二，是樣本選擇的影響。本文選擇“一帶一路”沿線63個(gè)國(guó)家為樣本，這不是隨機(jī)樣本，具有一定的選擇偏誤。我們知道，影響一國(guó)需求的因素有很多，例如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生活習(xí)慣等等?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家中，受到歷史、文化、宗教等多方面的影響，其生活習(xí)慣與中國(guó)有很大不同，因此，生活消費(fèi)品的需求結(jié)構(gòu)與中國(guó)存在很大差異；另外，中東地區(qū)一些國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的完善程度也并不同其人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值相符。

表示制度的變量iva回歸系數(shù)為正，但并不顯著。本文結(jié)果中，制度因素對(duì)國(guó)際貿(mào)易影響為正，與預(yù)期相符，但是變量系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，因此不能認(rèn)為制度因素對(duì)雙邊貿(mào)易有顯著影響。制度差異變量diva回歸結(jié)果為正且也不顯著。該結(jié)論與預(yù)期不符，因?yàn)橐话阏J(rèn)為制度差異較大的國(guó)家會(huì)由于行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)不同造成非正式貿(mào)易壁壘，從而導(dǎo)致雙邊貿(mào)易量的減少。這與制度變量選取“民主程度”有關(guān)。根據(jù)WGI標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算的該變量，中國(guó)的平均值遠(yuǎn)低于“一帶一路”國(guó)家的平均值，因此，制度差距大的國(guó)家往往是制度環(huán)境優(yōu)于中國(guó)的國(guó)家，因而與iva回歸結(jié)果有一致性。

表示經(jīng)貿(mào)合作的變量有三個(gè)，其中變量wto表示“一帶一路”沿線國(guó)家是否為世界貿(mào)易組織成員方，該變量的系數(shù)顯著為負(fù)。可認(rèn)為沿線國(guó)同為WTO成員方對(duì)中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生了顯著負(fù)影響。一般認(rèn)為，同為貿(mào)易組織成員國(guó)的國(guó)家之間，貿(mào)易便利程度更大，應(yīng)該對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生正向的影響。該結(jié)果的原因可能為：第一，沿線國(guó)家加入WTO，既便利了同中國(guó)之間的雙邊貿(mào)易，也方便同其他成員國(guó)之間進(jìn)行貿(mào)易往來(lái)，由此產(chǎn)生的替代效應(yīng)反而削減了同中國(guó)的雙邊貿(mào)易額。第二，本文考察的63個(gè)國(guó)家中，大部分國(guó)家已加入WTO，只有少數(shù)國(guó)家仍處在外圍，因此樣本選擇誤差也會(huì)導(dǎo)致文中結(jié)果。

變量fta和變量apec均為表示經(jīng)貿(mào)合作的解釋變量，這兩個(gè)變量系數(shù)值為正，但是未通過(guò)顯著性水平的檢驗(yàn)。從理論上講，同中國(guó)建立自由貿(mào)易區(qū)或者加入亞太經(jīng)合組織應(yīng)該顯著地提高雙邊貿(mào)易量，這也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作組織，特別是自由貿(mào)易區(qū)建立的初衷。本文兩個(gè)變量系數(shù)符號(hào)符合預(yù)期，但是結(jié)果不顯著，因此不能認(rèn)為建立自由貿(mào)易區(qū)和加入亞太經(jīng)合組織對(duì)中國(guó)同各“一帶一路”沿線國(guó)家的雙邊貿(mào)易產(chǎn)生了顯著影響。得到該結(jié)果原因，可能是樣本量較小。本文考慮的同中國(guó)建立自由貿(mào)易區(qū)的國(guó)家一共有12個(gè)，即東盟11國(guó)和巴基斯坦；而加入亞太經(jīng)合組織的國(guó)家只有8個(gè)，除俄羅斯外均為東盟國(guó)家。

變量bou的回歸系數(shù)很小且不顯著。說(shuō)明同中國(guó)邊界接壤對(duì)兩國(guó)的雙邊貿(mào)易沒(méi)有顯著影響。共同邊界對(duì)兩國(guó)貿(mào)易的影響同距離的影響相似，但是隨著物流技術(shù)的提高，貨物貿(mào)易的運(yùn)輸成本逐漸降低，地理因素的影響逐漸式微。而共同邊界變量是一個(gè)二值變量，沒(méi)有距離變量的彈性大。因此，共同邊界對(duì)雙邊貿(mào)易的影響不顯著也在情理之中。

2.分國(guó)家類型回歸結(jié)果

根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議（UNCTED）劃分標(biāo)準(zhǔn)，將“一帶一路”沿線國(guó)家按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分為三種類型：發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體、發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體以及轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體。其中，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體12個(gè)，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體34個(gè)，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體17個(gè)。①發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體包括：保加利亞、克羅地亞、捷克、愛(ài)沙尼亞、匈牙利、以色列、拉脫維亞、立陶宛、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞；發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體包括：阿富汗、巴林、孟加拉國(guó)、不丹、文萊、柬埔寨、埃及、印度、印度尼西亞、伊朗、伊拉克、約旦、科威特、老撾、黎巴嫩、馬來(lái)西亞、馬爾代夫、蒙古、緬甸、尼泊爾、阿曼、巴基斯坦、菲律賓、卡塔爾、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、敘利亞、泰國(guó)、東帝汶、土耳其、阿聯(lián)酋、越南、也門(mén)；轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體包括：阿爾巴尼亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、白俄羅斯、波黑、格魯吉亞、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、黑山、摩爾多瓦、俄羅斯、塞爾維亞、塔吉克斯坦、馬其頓、土庫(kù)曼斯坦、烏克蘭、烏茲別克斯坦。下面分別對(duì)不同類型國(guó)家進(jìn)行檢驗(yàn)。

（1）發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體

首先分析發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本中各變量的特殊性，如表4所示。由于變量wto、bou、fta、apec均不存在二值選擇問(wèn)題（即所有國(guó)家所有年份都相同），因此應(yīng)從回歸模型中將上述四個(gè)變量刪除。

表4 發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體樣本回歸結(jié)果

（2）發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體

首先仍是對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)性檢測(cè)，發(fā)現(xiàn)同全樣本一樣，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體樣本中兩個(gè)表示制度的變量相關(guān)性較高，如表5所示。因此上述兩組變量不能放在一個(gè)方程中檢驗(yàn)。

表5 發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體樣本回歸結(jié)果

發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果比較一致，wto變量的回歸值顯著性有所降低。該結(jié)果表明，同全樣本一樣，中國(guó)同沿線發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體雙邊貿(mào)易也受到兩國(guó)人口規(guī)模，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及同中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異的顯著影響，同為世界貿(mào)易組織成員方對(duì)雙邊的貿(mào)易往來(lái)產(chǎn)生不利影響，而制度因素、距離因素及其他國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作的開(kāi)展對(duì)貿(mào)易影響不顯著。

（3）轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體樣本中，變量fta不存在二值選擇問(wèn)題，因此應(yīng)予以剔除。其他變量之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)依然為表示制度的兩個(gè)變量高度相關(guān)。轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體樣本回歸結(jié)果如表6：

表6 轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體回歸結(jié)果

從轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的回歸結(jié)果中可以看到，只有中國(guó)人口規(guī)模和沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值兩個(gè)變量的回歸結(jié)果顯著為正，其他變量回歸結(jié)果不顯著，與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體回歸結(jié)果較為相似。由于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體樣本數(shù)量較少，回歸結(jié)果易受到極端值的影響，因此回歸結(jié)果不如發(fā)展中國(guó)家樣本穩(wěn)健。轉(zhuǎn)型國(guó)家中，中國(guó)對(duì)外貿(mào)易主要集中在俄羅斯和哈薩克斯坦等少數(shù)國(guó)家，因此這些國(guó)家的貿(mào)易特征對(duì)結(jié)果影響較大。

（四）內(nèi)生性問(wèn)題和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問(wèn)題的處理

解決內(nèi)生性問(wèn)題的通常做法是選取一個(gè)工具變量（IV），該變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，但與擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)。我們所用的Hausman-Taylor模型，就是在解釋變量?jī)?nèi)部尋找工具變量，從而使模型得到無(wú)偏一致估計(jì)。具體而言，我們看面板模型：

其中，解釋變量x隨時(shí)間變化，解釋變量z不隨時(shí)間變化。下標(biāo)為1的變量為外生變量，下標(biāo)為2的變量為內(nèi)生變量。解釋變量與不相關(guān)。HT模型在為內(nèi)生解釋變量尋找工具變量時(shí)（外生解釋變量的工具變量可以為其自身），用以下方法：

內(nèi)生變量 x2，it的工具變量可以設(shè)定為（x2，it-，這是因?yàn)?，顯然與x2，it相關(guān)，而又根據(jù)迭代期望定律具體論證過(guò)程不再贅述。內(nèi)生變量z2i可以用作為工具變量。由此，HT模型將各內(nèi)生變量均借助于外生變量找到了合適的工具變量。因此，HT模型本身就可以很好地解決內(nèi)生性問(wèn)題。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通常作為對(duì)模型回歸結(jié)果是否穩(wěn)健的考量，我們應(yīng)對(duì)主要模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法有許多，如逐漸加入解釋變量，觀察主要解釋變量的系數(shù)和顯著性水平是否發(fā)生明顯的變化；用其他度量指標(biāo)重新度量模型中的變量，并以新指標(biāo)的度量值進(jìn)行回歸，以觀察該變量的系數(shù)和顯著性變化；剔除極端觀測(cè)值的影響；變化數(shù)據(jù)包含的年份等。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文選擇使用固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)HT模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。從應(yīng)用經(jīng)驗(yàn)上看，當(dāng)個(gè)體被認(rèn)為是從總體中隨機(jī)抽取的樣本時(shí)，隨機(jī)效應(yīng)模型更有效；當(dāng)個(gè)體樣本認(rèn)為不是從總體中隨機(jī)抽取時(shí)，固定效應(yīng)模型更合適。本文中數(shù)據(jù)多為中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家間貿(mào)易數(shù)據(jù)，相比于時(shí)間，橫截面數(shù)量較多，因此，本文更適合采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為謹(jǐn)慎起見(jiàn)，本文使用Hausman檢驗(yàn)來(lái)比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。若檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，則表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。否則，隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。經(jīng)檢驗(yàn)，固定效應(yīng)模型更適合。

表7為全樣本固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果中可以看出，引力模型的主要解釋變量回歸系數(shù)值和顯著性水平差異不大，因此，HT模型回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。對(duì)于分國(guó)家類型的樣本，也同樣適用，篇幅所限不再列舉。

四 貿(mào)易潛力測(cè)算

（一）計(jì)算方法

基于傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型測(cè)算貿(mào)易潛力的研究相對(duì)較多，一些貿(mào)易潛力測(cè)算方法也得到了廣泛的應(yīng)用。Baldwin［22］是較早使用貿(mào)易引力模型測(cè)算貿(mào)易潛力的學(xué)者，他參照西歐國(guó)家的貿(mào)易影響因素平均水平，得到了中東歐國(guó)家的雙邊貿(mào)易理論值，并通過(guò)實(shí)際值與理論值的比較進(jìn)一步分析了歐洲一體化水平的高低。國(guó)內(nèi)也有許多學(xué)者運(yùn)用引力模型對(duì)貿(mào)易潛力進(jìn)行測(cè)算，其中最基本的方法就是用實(shí)際值和理論值的比值表示貿(mào)易潛力。如劉青峰和姜書(shū)竹［23］利用貿(mào)易引力模型測(cè)算了2000年中國(guó)雙邊貿(mào)易影響因素，并提出了用貿(mào)易實(shí)際值與理論值比值作為貿(mào)易潛力的測(cè)度值。畢艷茹和師博［24］對(duì)中國(guó)同中亞五國(guó)的貿(mào)易潛力進(jìn)行了測(cè)算。

本文借鑒之前的研究成果，將貿(mào)易潛力的計(jì)算公式確定如下：

其中，Pt表示雙邊貿(mào)易潛力。各等式右邊分子表示實(shí)際值，分母表示通過(guò)貿(mào)易引力模型測(cè)算的理論值。

對(duì)貿(mào)易潛力的表現(xiàn)，國(guó)內(nèi)主要有兩種評(píng)價(jià)方法。第一種是以“1”為分界線，當(dāng)貿(mào)易潛力的測(cè)度值小于“1”，即貿(mào)易實(shí)際值小于貿(mào)易理論值時(shí)，證明貿(mào)易還有很大的擴(kuò)展空間，稱之為“貿(mào)易不足”；當(dāng)貿(mào)易潛力的測(cè)度值大于“1”時(shí)，即貿(mào)易實(shí)際值大于理論值時(shí)，證明貿(mào)易擴(kuò)展空間有限，稱之為“貿(mào)易過(guò)度”［19］，［24］。第二種評(píng)價(jià)方法，選取了兩個(gè)分界線：0.8和1.2。當(dāng)貿(mào)易潛力測(cè)度值小于0.8時(shí)，證明貿(mào)易潛力巨大，稱為“潛力巨大型”；當(dāng)貿(mào)易潛力測(cè)度值在0.8和1.2之間時(shí)，證明有一定的貿(mào)易潛力可以開(kāi)拓，稱為“潛力開(kāi)拓型”；當(dāng)貿(mào)易潛力測(cè)度值大于1.2時(shí)，證明貿(mào)易潛力已充分發(fā)掘，稱為“潛力再造型”。［23］

本文將應(yīng)用后一種評(píng)價(jià)方法將貿(mào)易潛力劃分為三類：潛力巨大型、潛力開(kāi)拓型和潛力再造型。

（二）貿(mào)易潛力測(cè)算

由于在前文分析貿(mào)易影響因素時(shí)，已驗(yàn)證HT模型回歸結(jié)果對(duì)問(wèn)題有較好的解釋能力。因此，貿(mào)易潛力測(cè)算以HT模型為基準(zhǔn)模型。運(yùn)用上述貿(mào)易潛力測(cè)算方法，本文測(cè)算了2018年中國(guó)同“一帶一路”沿線61國(guó)貿(mào)易潛力（烏茲別克斯坦和敘利亞由于部分?jǐn)?shù)值缺省，不予測(cè)算），并按數(shù)值從大到小順序排列，結(jié)果如表8：

表8 貿(mào)易潛力測(cè)算結(jié)果

從測(cè)算結(jié)果中分析發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易潛力類型各有分布。其中，屬于“潛力再造型”的國(guó)家有25個(gè)，“潛力開(kāi)拓型”的國(guó)家有15個(gè)，“潛力巨大型”的國(guó)家有21個(gè)。在各種類型國(guó)家中，按區(qū)域、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等因素考慮，均呈現(xiàn)明顯趨勢(shì)?？傮w看來(lái)，中國(guó)對(duì)中亞國(guó)家貿(mào)易潛力較小，對(duì)中東歐轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易潛力較大。在“一帶一路”沿線較大經(jīng)濟(jì)體中，俄羅斯屬于“潛力再造型”，而印度屬于“潛力開(kāi)拓型”。“東盟”國(guó)家中，新加坡、越南、馬來(lái)西亞等國(guó)貿(mào)易潛力測(cè)算值均較高，說(shuō)明中國(guó)同這些國(guó)家對(duì)外貿(mào)易潛力已開(kāi)發(fā)較多，后續(xù)仍需探索新的貿(mào)易領(lǐng)域。貿(mào)易潛力的測(cè)算結(jié)果大多在合理的數(shù)值范圍內(nèi)，只有個(gè)別國(guó)家的進(jìn)口潛力出現(xiàn)了較大數(shù)值，可能是由于模型尚未包含的影響因素對(duì)結(jié)果造成的影響?？傮w上貿(mào)易潛力測(cè)算結(jié)果的可信度較高。

五 結(jié)論及建議

本文利用2009—2018年的面板數(shù)據(jù)，基于HT模型，對(duì)中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易環(huán)境進(jìn)行考察，并應(yīng)用2018年沿線各國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)，測(cè)算了中國(guó)同沿線國(guó)家開(kāi)展雙邊貿(mào)易的貿(mào)易潛力。主要得到以下結(jié)論：

首先，同既有研究結(jié)果相一致，中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家雙邊貿(mào)易同兩國(guó)人口規(guī)模和沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值正相關(guān)，同距離負(fù)相關(guān)，且在基本引力模型的全樣本檢驗(yàn)中結(jié)果顯著。其他影響雙邊貿(mào)易的因素中，中國(guó)同沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差距越大，兩國(guó)間貿(mào)易往來(lái)越密切，但同屬于世界貿(mào)易組織成員方對(duì)雙邊貿(mào)易具有負(fù)向影響。其次，對(duì)于不同類型的國(guó)家實(shí)證檢驗(yàn)表明，國(guó)家類型不同，中國(guó)同其雙邊貿(mào)易影響因素也不盡相同。對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家和轉(zhuǎn)型國(guó)家而言，雙邊貿(mào)易主要受到中國(guó)人口規(guī)模和沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響較明顯；而對(duì)于發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，其回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果較為一致，即雙邊貿(mào)易主要受雙方人口規(guī)模和沿線國(guó)家人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值影響，同時(shí)也受到雙方人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差距影響，且為正向影響，加入世界貿(mào)易組織的影響同樣為負(fù)。再次，中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家開(kāi)展雙邊貿(mào)易的貿(mào)易潛力測(cè)算結(jié)果顯示，中國(guó)同中亞及東南亞大部分國(guó)家貿(mào)易潛力開(kāi)發(fā)較為充分，后續(xù)需開(kāi)拓新的合作領(lǐng)域；而中東歐部分國(guó)家的潛力類型屬于“潛力巨大型”，即有較大的貿(mào)易潛力可供開(kāi)發(fā)。

根據(jù)上述研究結(jié)果，中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家開(kāi)展雙邊貿(mào)易往來(lái)時(shí)，應(yīng)需著重考慮以下幾個(gè)方面：

第一，始終堅(jiān)持對(duì)外開(kāi)放。在全球化和逆全球化思潮激烈碰撞的當(dāng)下，我們應(yīng)認(rèn)識(shí)到經(jīng)濟(jì)全球化是未來(lái)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì)，并積極參與和主動(dòng)引領(lǐng)全球經(jīng)濟(jì)治理，爭(zhēng)取在國(guó)際舞臺(tái)上的話語(yǔ)權(quán)，從“被動(dòng)治理”逐步邁向“主動(dòng)治理”，將中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展深度融入世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，積極擴(kuò)大同世界各國(guó)的經(jīng)貿(mào)交流，擴(kuò)大在重點(diǎn)行業(yè)和重點(diǎn)領(lǐng)域的開(kāi)放合作，實(shí)現(xiàn)互利共贏。同時(shí)，進(jìn)一步放寬貿(mào)易政策，減少貿(mào)易壁壘，著力提高對(duì)外開(kāi)放水平，打造對(duì)外貿(mào)易新格局。加強(qiáng)自貿(mào)區(qū)、保稅區(qū)建設(shè)，將對(duì)外開(kāi)放成果惠及人民群眾。

第二，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。中國(guó)經(jīng)濟(jì)由“高速增長(zhǎng)”轉(zhuǎn)向“高質(zhì)量發(fā)展”，對(duì)中國(guó)外貿(mào)影響巨大。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，既要保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，又要重視經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，持續(xù)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模，增強(qiáng)進(jìn)口需求和出口供給能力。同時(shí)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量上，重視高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，發(fā)展環(huán)境友好型產(chǎn)業(yè)，逐漸淘汰落后產(chǎn)能，爭(zhēng)取國(guó)際價(jià)值鏈上的地位提升。

第三，擴(kuò)大對(duì)外投資規(guī)模?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)中國(guó)同其雙邊貿(mào)易影響顯著。擴(kuò)大對(duì)“一帶一路”沿線相關(guān)國(guó)家的投資規(guī)模，幫助其提升自身經(jīng)濟(jì)水平，將有效促進(jìn)雙邊貿(mào)易。具體而言，應(yīng)從基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)開(kāi)始，對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家有選擇性地投資，進(jìn)而擴(kuò)展到制造業(yè)和服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，在提升對(duì)方國(guó)家貿(mào)易實(shí)力的同時(shí)也合理消化中國(guó)過(guò)剩產(chǎn)能，達(dá)到共贏。

第四，優(yōu)化對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。從國(guó)別結(jié)構(gòu)上，應(yīng)根據(jù)貿(mào)易潛力測(cè)算結(jié)果，積極開(kāi)展同中東歐等國(guó)家貿(mào)易潛力巨大國(guó)家的經(jīng)貿(mào)往來(lái)，開(kāi)展深入交流，挖掘貿(mào)易潛力；對(duì)于貿(mào)易潛力已開(kāi)發(fā)充分的國(guó)家，要擴(kuò)大貿(mào)易合作范圍，尋找新的貿(mào)易增長(zhǎng)點(diǎn)。從產(chǎn)品結(jié)構(gòu)上，分行業(yè)制定發(fā)展政策，對(duì)重點(diǎn)行業(yè)要加大培育力度，增強(qiáng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。積極貫徹企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略，引導(dǎo)企業(yè)學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)，鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，幫助企業(yè)完成轉(zhuǎn)型。

第五，探索新型合作機(jī)制。既有的WTO框架逐漸式微，且同為WTO成員方可能削弱雙方貿(mào)易關(guān)系。我國(guó)應(yīng)突破原有的貿(mào)易合作框架，積極探索新型的對(duì)外貿(mào)易合作機(jī)制，在“一帶一路”倡議下，大力發(fā)展同沿線國(guó)家的貿(mào)易往來(lái)，充分利用地域、文化等方面的共通性，并針對(duì)不同國(guó)家的特殊國(guó)情，制定個(gè)性化的合作方案，促進(jìn)雙方達(dá)成貿(mào)易合作協(xié)定。

第六，發(fā)揮社會(huì)團(tuán)體作用。充分發(fā)揮各類社會(huì)團(tuán)體在推動(dòng)中國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家貿(mào)易中的重要作用。行業(yè)協(xié)會(huì)做好會(huì)員服務(wù)工作，及時(shí)對(duì)沿線國(guó)家貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行預(yù)警，并給予企業(yè)合理的行動(dòng)建議；制定行業(yè)內(nèi)部規(guī)章制度，維護(hù)行業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)信譽(yù)；組織好行業(yè)內(nèi)部的國(guó)際交流合作，通過(guò)會(huì)議、參展等方式擴(kuò)大行業(yè)在“一帶一路”沿線國(guó)家的影響力。高?？煞e極開(kāi)展國(guó)際性學(xué)術(shù)交流，擴(kuò)大沿線國(guó)家留學(xué)生規(guī)模，并派送學(xué)生赴“一帶一路”沿線國(guó)家留學(xué)。此外，其他社會(huì)團(tuán)體也應(yīng)通過(guò)人員互訪、平臺(tái)共建等形式，積極融入“一帶一路”建設(shè)。