自由貿(mào)易協(xié)定與亞太價值鏈關聯(lián)

蔣庚華 劉菲菲

一、引言

全球價值鏈區(qū)域化是當今全球價值鏈發(fā)展的一個重要趨勢。亞太價值鏈作為全球價值鏈循環(huán)中的關鍵環(huán)節(jié)，極大地促進了亞太地區(qū)內(nèi)的深度合作和相互關聯(lián)。與此同時，由于多哈回合的長期停滯(Gao，2018)，國際貿(mào)易規(guī)則朝著區(qū)域主義發(fā)展，雙邊或多邊層面的自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)逐漸成為亞太各國(地區(qū))尋求更廣泛和更深層次合作的談判重點。亞太地區(qū)自由貿(mào)易協(xié)定的發(fā)展，一方面體現(xiàn)在貿(mào)易協(xié)定數(shù)量上的激增。截至2020年6月末，亞太區(qū)域內(nèi)已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定有51個；亞太區(qū)域內(nèi)與區(qū)域外經(jīng)濟體簽署并生效的貿(mào)易協(xié)定有104個，占世界各國(地區(qū))所簽署的全部貿(mào)易協(xié)定數(shù)量的一半以上。但錯綜交織的貿(mào)易協(xié)定規(guī)則，讓各國(地區(qū))在應用貿(mào)易商品原產(chǎn)地規(guī)則或特惠待遇時面臨混亂復雜的局面，“意大利面碗”現(xiàn)象阻礙了亞太經(jīng)貿(mào)的發(fā)展。另一方面，亞太地區(qū)自由貿(mào)易協(xié)定的質(zhì)量也在顯著提升(韓劍和許亞云，2021)。區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定的關注內(nèi)容由邊境領域向邊境內(nèi)領域延伸(Hofmann等，2019)，議題更多地涵蓋投資、服務、知識產(chǎn)權保護、競爭政策等規(guī)制領域，更強調(diào)市場準入后的政策協(xié)調(diào)和承諾問題，從而推動了全球價值鏈的有效運行(Osnago等，2016)。

鑒于亞太地區(qū)復雜多變的自由貿(mào)易協(xié)定情況，作為全球價值鏈發(fā)展最為迅速的地區(qū)之一，自由貿(mào)易協(xié)定的簽署和深化是否促進了亞太各國(地區(qū))之間的深度合作與相互關聯(lián)？為此，本文擬圍繞自由貿(mào)易協(xié)定與亞太區(qū)域間價值鏈關聯(lián)展開研究，基于1995—2015年世界銀行發(fā)布的特惠貿(mào)易協(xié)定(Preferential Trade Agreements，PTAs)數(shù)據(jù)庫和經(jīng)濟合作與發(fā)展組織的增加值貿(mào)易(OECD-TIVA)數(shù)據(jù)庫，以20個亞太經(jīng)濟合作組織(APEC)成員(不包含巴布亞新幾內(nèi)亞)相互簽署的貿(mào)易協(xié)定為準自然實驗，實證研究了貿(mào)易協(xié)定的簽署對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響，并在此基礎上引入貿(mào)易協(xié)定深度變量，進一步探討貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的深化對雙邊價值鏈關聯(lián)的異質(zhì)性影響。本文的研究結果表明，貿(mào)易協(xié)定的簽署促進了亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)，且這種促進作用隨著協(xié)定內(nèi)容的深化而增強。研究結論有助于亞太各國(地區(qū))以深化貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容為抓手持續(xù)推動亞太經(jīng)濟一體化，也有助于中國深化改革開放，以開放促改革，構建國內(nèi)國外雙循環(huán)的新發(fā)展格局。

本文余下內(nèi)容安排為：第二部分為文獻綜述，在梳理已有文獻研究的基礎上提出本文的邊際貢獻；第三部分為理論機制，就自由貿(mào)易協(xié)定對亞太價值鏈關聯(lián)的傳導渠道提出本文的研究假設；第四部分為實證策略，主要包括計量模型構建、變量選取與數(shù)據(jù)來源；第五部分為實證結果及分析，包含基準結果分析及一系列穩(wěn)健性、異質(zhì)性、拓展分析；第六部分為結論與建議。

二、文獻綜述

與本文研究主題密切相關的文獻主要分為以下兩類。第一類文獻是關于亞太地區(qū)自由貿(mào)易協(xié)定的經(jīng)貿(mào)影響研究。目前較一致的觀點是亞太地區(qū)的各類自由貿(mào)易協(xié)定在總體上具有正向經(jīng)濟效應，但在貿(mào)易協(xié)定“意大利面碗”現(xiàn)象的影響下，這一正向效應正在被削弱。具體而言，一部分文獻以亞太地區(qū)超大型貿(mào)易協(xié)定[區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定(RCEP)和全面與進步跨太平洋伙伴關系協(xié)定(CPTPP)]為例展開經(jīng)濟效應分析，通過建立可計算的一般均衡(CGE)模型、全球貿(mào)易分析(GTAP)模型、結構計量模型(structural econometric model)等，得出參與RCEP、CPTPP將增加所有協(xié)定成員的國(地區(qū))內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、社會福利、貿(mào)易額，沖擊大多數(shù)非成員經(jīng)濟效應的結論(Rahman 和 Ara， 2015；Itakura，2015；張珺和展金永，2018；韓劍和許亞云；2021)。李春頂?shù)?2018)就亞太地區(qū)具有代表性的貿(mào)易協(xié)定如中日韓自貿(mào)區(qū)(CJK)、中國-東盟自貿(mào)區(qū)升級版(CASEAN)、中國-海灣合作委員會自貿(mào)區(qū)(CGCC)和亞太自由貿(mào)易區(qū)(FTAAP)的經(jīng)濟影響研究同樣支持上述結論。另一部分文獻則圍繞亞太地區(qū)眾多雙邊或多邊的自由貿(mào)易協(xié)定展開，利用引力模型進行經(jīng)濟效應分析。例如，孫瑾等(2018)基于區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(RTA)的數(shù)量和質(zhì)量，對比研究了亞太區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的經(jīng)濟增長效應，認為簽署高質(zhì)量的RTA能更有效地推動亞太地區(qū)的經(jīng)濟增長和提高福利水平。雖然上述研究均表明亞太自由貿(mào)易協(xié)定對亞太經(jīng)貿(mào)有積極影響，但仍有部分研究認為由于存在繁雜的原產(chǎn)地規(guī)則和多重的爭端解決機制問題，貿(mào)易協(xié)定“意大利面碗”現(xiàn)象對貿(mào)易協(xié)定的實施效果產(chǎn)生了消極影響(宮占奎和曾霞，2013；Fukunaga 和 Ikumo，2013)。疊加考慮全球價值鏈和“意大利面碗”現(xiàn)象背景下的研究表明， RCEP和CPTPP對成員國的貿(mào)易促進效應有所下降(Li和Li，2021)。

第二類文獻是關于自由貿(mào)易協(xié)定與全球價值鏈關系的影響研究。例如，Antràs 和 Staiger(2012)基于納什均衡模型的分析表明貿(mào)易協(xié)定的深化是適應全球價值鏈生產(chǎn)形式的必然要求。Orefice 和 Rocha (2014)基于歐盟、美國等國家和地區(qū)簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定，通過將時間序列方法應用于對深度貿(mào)易協(xié)定的分析，發(fā)現(xiàn)深度貿(mào)易協(xié)定是擴大國際生產(chǎn)網(wǎng)絡、確保價值鏈分工體系平穩(wěn)運行、促進產(chǎn)業(yè)分工不斷細化的關鍵制度安排和重要保障。Berger 等(2016)基于越南紡織和電子行業(yè)價值鏈的研究，以及Mulabdic等(2017)基于英國與歐盟其他成員國的增加值貿(mào)易的研究同樣得出了類似的結論。上述研究從理論和實證的角度均證實了深度貿(mào)易協(xié)定促進價值鏈貿(mào)易并提升價值鏈分工地位的結論。

隨著2017年世界銀行發(fā)布了PTAs數(shù)據(jù)庫，許多學者開始在此基礎上將更多國家間的貿(mào)易協(xié)定深度納入實證范圍，探討貿(mào)易協(xié)定深度和全球價值鏈之間的關系。Ruta(2017)結合該數(shù)據(jù)庫和增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(TIVA)，分析研究了深度貿(mào)易協(xié)定的內(nèi)容如何影響全球價值鏈以及貿(mào)易協(xié)定合作伙伴的選擇，認為全球價值鏈需要更深入的貿(mào)易協(xié)定以降低協(xié)調(diào)成本，提高價值鏈的運營效率。Laget等(2018)利用引力模型分析了深度貿(mào)易協(xié)定對全球價值鏈經(jīng)濟一體化的影響，發(fā)現(xiàn)深度貿(mào)易協(xié)定促進了高附加值行業(yè)的融合，而在不同發(fā)展階段的各經(jīng)濟體之間的整合過程中，深度貿(mào)易協(xié)定的各項內(nèi)容也發(fā)揮著不同的作用。國內(nèi)的一些學者也利用該數(shù)據(jù)圍繞著貿(mào)易協(xié)定深度對中間品貿(mào)易(童偉偉，2018)、增加值貿(mào)易(許亞云等，2020)、增加值來源(Laget等，2020)、全球價值鏈參與(韓劍和王燦，2019)、全球價值鏈嵌入(杜聲浩，2021)、返回增加值(劉斌和李川川，2021)等方面進行了研究，同樣得出了貿(mào)易協(xié)定深度對全球價值鏈具有促進作用的結論。

綜合上述文獻，本文可能的邊際貢獻在于以下三個方面。第一，研究視角方面。既有關于亞太自由貿(mào)易協(xié)定經(jīng)貿(mào)影響的研究多集中于對總貿(mào)易的探討，缺乏對價值鏈貿(mào)易的關注。僅有少數(shù)文獻從理論和實證上關注了RCEP、TPP等大型區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定對區(qū)域價值鏈的影響(杜運蘇和劉艷平，2020)，而以PTAs數(shù)據(jù)為基礎的自由貿(mào)易協(xié)定與全球價值鏈關系的研究又缺乏對亞太地區(qū)的關注。鑒于此，本文擬利用PTAs數(shù)據(jù)庫和OECD-TIVA數(shù)據(jù)庫，以20個APEC成員間的自由貿(mào)易協(xié)定為研究對象，研究貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響。本文將研究視角轉向亞太地區(qū)主要基于以下三個方面考慮：一是作為世界上三大主要的區(qū)域價值鏈之一，亞太地區(qū)價值鏈貿(mào)易發(fā)展迅速；二是作為全球最具增長活力和發(fā)展?jié)摿Φ膮^(qū)域，亞太地區(qū)雖相對于西方發(fā)達國家和地區(qū)在開展自由貿(mào)易協(xié)定方面起步較晚但發(fā)展迅猛，且區(qū)域內(nèi)政治制度、經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，因此以亞太地區(qū)作為研究對象有助于分析貿(mào)易協(xié)定對于不同性質(zhì)的國家和地區(qū)所產(chǎn)生的異質(zhì)性影響；三是中國經(jīng)濟與亞太經(jīng)濟密不可分，中國在深度參與經(jīng)濟全球化過程中，始終把亞太地區(qū)作為優(yōu)先方向，大力促進亞太區(qū)域經(jīng)濟合作，因此厘清亞太區(qū)域貿(mào)易協(xié)定和價值鏈關聯(lián)的關系，為中國深入?yún)⑴c亞太地區(qū)生產(chǎn)網(wǎng)絡并發(fā)揮更重要的引領作用提供了理論依據(jù)。第二，指標體系構建方面?？紤]到自由貿(mào)易協(xié)定一般建立在雙邊國家(地區(qū))之上，本文構建雙邊價值鏈關聯(lián)指標研究貿(mào)易協(xié)定深度的價值鏈效應更為準確和直接。同時，本文并未采用大多數(shù)文獻以出口國出口中目的國的增加值來表示增加值關聯(lián)，因為這種測算方法忽視了目的國出口到出口國中被出口國直接吸收的中間品的增值部分，即忽視了只跨越一次生產(chǎn)國境的簡單價值鏈的存在。本文在測算上借鑒張志明等(2019)的方法，充分考慮了簡單價值鏈和復雜價值鏈的情況，并基于雙邊價值鏈關聯(lián)指標進一步劃分為淺度價值鏈關聯(lián)和深度價值鏈關聯(lián)，以考察價值鏈關聯(lián)的異質(zhì)性影響。第三，異質(zhì)性分析方面。本文在通過二值虛擬變量來判斷兩國之間是否簽訂貿(mào)易協(xié)定的同時，引入貿(mào)易協(xié)定深度指標以區(qū)分不同貿(mào)易協(xié)定執(zhí)行約束力的異質(zhì)性，更加表明高質(zhì)量的自由貿(mào)易協(xié)定是規(guī)范全球價值鏈有效運行所需的關鍵制度安排和重要保障。

三、理論機制

自由貿(mào)易協(xié)定的發(fā)展是隨著關注內(nèi)容從邊境領域不斷向邊境內(nèi)領域深化的過程，因此，對自由貿(mào)易協(xié)定及其深化影響價值鏈關聯(lián)的機理考察也需從以下兩方面進行：

首先，自由貿(mào)易協(xié)定通過降低貿(mào)易成本促進價值鏈關聯(lián)。在全球價值鏈分工體系下，由于中間品沿序貫生產(chǎn)的價值鏈多次跨越邊境，累計的關稅為跨國(地區(qū))生產(chǎn)廠商帶來了嚴重的關稅負擔( Baldwin 和 Lopez-Gonzalez，2015)。與此同時，非關稅壁壘的存在相對于關稅壁壘來說形式多樣且更為隱蔽，但其本質(zhì)仍是通過增加進出口成本減少國家(地區(qū))間的進出口額，阻礙價值鏈分工合作。Tinbergen(1962)指出，自由貿(mào)易協(xié)定能通過減少關稅和非關稅壁壘進而降低貿(mào)易成本，即自由貿(mào)易協(xié)定中的邊境政策通過促進關稅自由化減少價值鏈生產(chǎn)的直接成本，打破非關稅壁壘條款使國家(地區(qū))間貿(mào)易政策更加透明，并且嚴格限制諸多非關稅壁壘的使用，減少價值鏈生產(chǎn)的間接成本。貿(mào)易成本的減少推動著生產(chǎn)分工的區(qū)域分離(Baldwin，2012)，延伸了生產(chǎn)步長，促進了締約方之間的雙邊價值鏈關聯(lián)(劉斌和顧聰，2019)。

其次，自由貿(mào)易協(xié)定深化通過降低貿(mào)易政策的不確定性促進價值鏈關聯(lián)。當前全球價值鏈的生產(chǎn)方式產(chǎn)生了新的跨境政策溢出效果和時間一致性問題，需要更深入的整合形式以改善價值鏈生產(chǎn)過程中的協(xié)調(diào)和承諾問題(Laget等，2020)。Lawrence(1996)和Baldwin(2012)均認為高水平的自由貿(mào)易協(xié)定能為締約方提供更深入的整合形式，改善企業(yè)跨國(地區(qū))協(xié)調(diào)生產(chǎn)所面臨的邊境內(nèi)措施背后的協(xié)調(diào)和承諾問題，為價值鏈生產(chǎn)活動順利進行提供規(guī)范的政策，即自由貿(mào)易協(xié)定中邊境內(nèi)政策通過降低價值鏈生產(chǎn)過程中國家(地區(qū))間的監(jiān)管差異和協(xié)調(diào)成本，減少履行合同義務的不確定性，促進更頻繁、更高效的雙邊經(jīng)濟互動，產(chǎn)生緊密的雙邊價值鏈關聯(lián)。自由貿(mào)易協(xié)定對全球價值鏈關聯(lián)的影響具體體現(xiàn)在以下四個方面：一是投資方面。自由貿(mào)易協(xié)定中投資政策的確立向雙邊投資者和貿(mào)易商提供了開放、穩(wěn)定的貿(mào)易與投資信號，降低了貿(mào)易政策的不確定性，從而鼓勵了雙邊投資。二是知識保護方面。自由貿(mào)易協(xié)定中知識保護政策在促進本國(地區(qū))企業(yè)研發(fā)和技術創(chuàng)新的同時(Chen 和 Puttitanun，2005)，降低了外國出口企業(yè)所面臨的契約執(zhí)行成本和法律監(jiān)管成本，增強外國企業(yè)特別是高技術企業(yè)的出口供給意愿，進而增加價值鏈的關聯(lián)(孫玉紅等，2021)。三是競爭秩序方面。自由貿(mào)易協(xié)定中競爭政策有助于保障締約方內(nèi)程序和政策實施的透明性，為企業(yè)提供公平競爭的市場環(huán)境和完善的競爭法律制度，進一步降低貿(mào)易政策的不確定性，促進價值鏈關聯(lián)。四是服務貿(mào)易方面。自由貿(mào)易協(xié)定中的服務政策通過減少服務貿(mào)易壁壘，促進雙邊服務流動，通過貿(mào)易成本渠道和技術溢出渠道促進增加值貿(mào)易關聯(lián)(楊繼軍和艾瑋煒，2021)。

基于上述分析，本文提出如下研究假設。

假設1：自由貿(mào)易協(xié)定通過降低貿(mào)易成本促進價值鏈關聯(lián)。

假設2：自由貿(mào)易協(xié)定深化通過降低貿(mào)易政策的不確定性促進價值鏈關聯(lián)。

四、實證策略

本文以20個APEC成員間(不包含巴布亞新幾內(nèi)亞)相互簽署自由貿(mào)易協(xié)定作為準自然實驗，將2000年以來相互簽署了自由貿(mào)易協(xié)定的國家(地區(qū))對作為處理組，未簽署的國家(地區(qū))對作為控制組，建立基于多期雙重差分(DID)模型的反事實框架，實證分析自由貿(mào)易協(xié)定的簽署對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響，并通過引入貿(mào)易協(xié)定深度變量，論證貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的深化對亞太國家(地區(qū))雙邊價值鏈關聯(lián)的異質(zhì)性影響。

在數(shù)據(jù)來源上，貿(mào)易協(xié)定相關數(shù)據(jù)來自世界銀行2017年發(fā)布的PTAs數(shù)據(jù)庫，其中包含了截至2015年的189個國家或地區(qū)之間所簽署的279個自由貿(mào)易協(xié)定的信息。需要說明的是，針對部分國家(地區(qū))之間在同一年簽署多個貿(mào)易協(xié)定的情況，本文選取當年深度最高的協(xié)定。此外，考慮到DID模型要求每個處理組國家(地區(qū))對至少需要包含自由貿(mào)易協(xié)定執(zhí)行前后的兩期，本文將樣本期間設定為1995—2015年。樣本期間內(nèi)最早簽署貿(mào)易協(xié)定的年份為2001年滿足這一條件，而樣本期間內(nèi)最晚簽署貿(mào)易協(xié)定的年份為2015年(澳大利亞—日本、加拿大—韓國兩組國家對均于2015年正式簽署貿(mào)易協(xié)定)，無法捕捉此類貿(mào)易協(xié)定簽署之后的影響，因此本文在多期DID模型的基準回歸部分剔除澳大利亞—日本和加拿大—韓國兩組國家對樣本，而貿(mào)易協(xié)定深度模型部分保留這兩組國家對樣本。

(一)模型設定

為考察貿(mào)易協(xié)定簽署及貿(mào)易協(xié)定深度對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響。本文分別參考劉斌和顧聰(2019)以及楊勇等(2020)的研究，建立多期DID模型(1)和擴展的引力模型(2)。

ln=+×+++++

(1)

ln=?+?ln+++++

(2)

其中，和代表國家(地區(qū))，代表年份；被解釋變量ln代表雙邊價值鏈關聯(lián)；借鑒張志明等(2019)的做法，本文利用兩經(jīng)濟體中間品貿(mào)易強度來表示雙邊價值鏈關聯(lián)程度，數(shù)據(jù)來源于OECD-TiVA數(shù)據(jù)庫。模型(1)中的為處理組虛擬變量，用來識別簽署貿(mào)易協(xié)定的國家(地區(qū))對，若國家(地區(qū))對為處理組取1，為控制組取0；為處理期虛擬變量，用來識別貿(mào)易協(xié)定的簽署時間，若處于簽署自由貿(mào)易協(xié)定時期之前取0，處于當年及以后取1；×的交乘項等價于國家(地區(qū))對在期接受處理的虛擬變量。模型(2)中的ln代表貿(mào)易協(xié)定深度，參考Hofmann等(2017) 測度世界貿(mào)易組織(WTO)規(guī)則深度的方法，本文對貿(mào)易協(xié)定中所包含所有議題的深度進行加總，除以當年深度總和最大的協(xié)定進行標準化處理，得到貿(mào)易協(xié)定深度指標。所有貿(mào)易協(xié)定深度的取值范圍均在[0，1]，數(shù)值越大則表明該貿(mào)易協(xié)定深度越高；若貿(mào)易協(xié)定深度為 1，則表示該貿(mào)易協(xié)定是同時期貿(mào)易協(xié)定中深度最高的協(xié)定。

和?是本文的重點待估參數(shù)，分別表示貿(mào)易協(xié)定的簽署和貿(mào)易協(xié)定深度對雙邊價值鏈關聯(lián)的影響。若顯著為正，說明簽署貿(mào)易協(xié)定的處理組雙邊價值鏈關聯(lián)度高于未簽署貿(mào)易協(xié)定的控制組，即貿(mào)易協(xié)定的簽署對雙邊價值鏈關聯(lián)有促進作用，反之亦然；若?顯著為正，說明貿(mào)易協(xié)定深度的提高對雙邊價值鏈關聯(lián)有促進作用，反之亦然。為一系列控制變量，本文參考林僖和鮑曉華(2019)的研究納入兩類控制變量，一類是引力變量，即貿(mào)易引力模型中包含的變量，主要包括雙邊國家(地區(qū))實際GDP的對數(shù)(ln、ln)和雙邊地理距離的對數(shù)(ln)，實際GDP數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)的世界經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫。參考張志明等(2021)的方法，雙邊地理距離由各國人口最多的城市之間的距離表示，數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟研究中心(CEPII)數(shù)據(jù)庫。另一類是歷史文化因素變量，用來衡量貿(mào)易中的固定成本，即是否共享某種官方語言()、是否具有共同的法律淵源()和宗教信仰相似度的對數(shù)(ln)，數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。和分別為國家(地區(qū))和國家(地區(qū))的固定效應；為時間固定效應；為隨機擾動項。

(二)主要變量的描述性統(tǒng)計

為降低數(shù)據(jù)偏度，本文對被解釋變量(ln)、解釋變量(ln)以及部分控制變量進行了對數(shù)化處理。主要變量的描述性統(tǒng)計和變量間的相關系數(shù)矩陣如表1和表2所示。根據(jù)表1，在樣本量上，控制組的樣本量比處理組的樣本量高50%左右；在樣本均值和標準差上，處理組的被解釋變量均值比控制組的被解釋變量均值高約8.78%，標準差低約21.88%。這初步說明控制組和處理組是存在一定差異的。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(續(xù)表)

表2顯示了變量間的相關系數(shù)矩陣，從中可發(fā)現(xiàn)：第一，主要解釋變量和控制變量之間相關系數(shù)的絕對值均小于0.7，說明主要解釋變量和控制變量之間不存在較強的多重共線性；第二，主要解釋變量ln、×與被解釋變量ln之間的相關系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，初步說明了模型(1)和模型(2)的主要解釋變量對被解釋變量的影響為正。

五、實證結果及分析

(一)基準回歸結果

表3報告了使用多期DID估計的模型(1)，以及使用最小二乘(OLS)法和泊松偽極大似然估計(PPML)法估計的模型(2)的基準回歸結果。其中，列(1)-列(2)報告了貿(mào)易協(xié)定的簽署對雙邊價值鏈關聯(lián)的影響結果，可以發(fā)現(xiàn)，在未加入控制變量和加入控制變量的情況下，×的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。這表明簽署貿(mào)易協(xié)定的處理組雙邊價值鏈關聯(lián)度高于未簽署貿(mào)易協(xié)定的控制組，即貿(mào)易協(xié)定的簽署促進了雙邊價值鏈關聯(lián)，從而驗證了假設1。列(3)-列(6)報告的是貿(mào)易協(xié)定深度對雙邊價值鏈關聯(lián)的影響結果，可以發(fā)現(xiàn)，采用OLS法和PPML法估計的結果均表明，主要解釋變量在1%的水平下顯著為正；同時，在未加入控制變量和加入控制變量的情況下，ln的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明貿(mào)易協(xié)定深度的提高顯著地增加了雙邊價值鏈關聯(lián)，從而驗證了假設2。

控制變量方面，雙邊國家GDP系數(shù)(ln、ln)為正、地理距離(ln)系數(shù)為負，均符合引力模型的預期。兩國(地區(qū))是否具有共同語言()反映了貿(mào)易的溝通成本()，是否具有共同的法律淵源(ln)反映了貿(mào)易的法律合規(guī)成本，宗教信仰的相似程度反映了國家(地區(qū))間的文化相似度，上述三個變量的系數(shù)符號均為正，與預期相同。列(2)、列(4)、列(6)中是否具有共同語言的系數(shù)均至少在5%的水平下顯著為正，表明溝通成本的降低促進了雙邊價值鏈關聯(lián)度。是否具有共同的法律淵源的系數(shù)在列(2)、列(4)中顯著為正，但在列(6)中并不顯著。此外，宗教信仰相似度的系數(shù)在列(2)、列(4)、列(6)均不顯著，原因可能在于，亞太地區(qū)各國(地區(qū))之間由于經(jīng)濟發(fā)展水平、政治制度體系差異較大，更多地是基于比較優(yōu)勢建立經(jīng)貿(mào)聯(lián)系。因此，在比較優(yōu)勢的差異下，法律淵源、宗教信仰相似度對于雙邊經(jīng)貿(mào)聯(lián)系的作用微乎其微。

表3 基準回歸估計結果

(續(xù)表)

(二)穩(wěn)健性檢驗

為保證上述基準回歸結果的準確性，本文的穩(wěn)健性檢驗分三部分展開。一是針對貿(mào)易協(xié)定簽署的穩(wěn)健性檢驗，主要圍繞著多期DID的有效性進行分析，包括平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗，以及進一步使用PSM-DID方法估計貿(mào)易協(xié)定簽署的雙邊價值鏈關聯(lián)效應。二是針對貿(mào)易協(xié)定深度的穩(wěn)健性檢驗，主要通過構造工具變量解決內(nèi)生性問題。三是貿(mào)易協(xié)定簽署和貿(mào)易協(xié)定深度的一些其他穩(wěn)健性檢驗，包括修正離群值、更改樣本區(qū)間、排除同時期“一帶一路”倡議和雙邊投資協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的政策效果的檢驗。

1.貿(mào)易協(xié)定簽署的多期DID有效性檢驗

(1)平行趨勢檢驗與動態(tài)效應分析

DID模型的一個核心前提假設是，處理組與控制組在政策發(fā)生之前的變動趨勢需保持一致，否則就不能正確識別政策效應。因此，本文采用事件研究法，將相對年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交乘項納入基準模型，構建平行趨勢假設檢驗模型如下：

(3)

其中，,+是一個相對年份虛擬變量，其余變量與基準回歸保持一致。

圖1報告了自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)影響的平行趨勢分析結果及動態(tài)效應，可以發(fā)現(xiàn)，在簽署貿(mào)易協(xié)定之前，各期的估計系數(shù)均不顯著異于0(95%的置信區(qū)間包含0值)，這表明處理組和控制組在簽署貿(mào)易協(xié)定之前并不存在顯著差異，滿足DID估計所需的平行趨勢。在簽署貿(mào)易協(xié)定之后，前四期系數(shù)不顯著，四期之后的系數(shù)顯著為正，表明自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的促進效應具有政策時滯性和持續(xù)性。

圖1 平行趨勢檢驗結果

(2)安慰劑檢驗

DID模型的另一個重要假定是自由貿(mào)易協(xié)定的政策效果未受到其他政策或者隨機性因素的影響。因此，本文采用安慰劑檢驗的方法排除不可觀測因素對估計結果的影響。由于每組國家(地區(qū))對簽署的時間各不相同，本文在進行安慰劑檢驗時不僅要隨機抽取國家(地區(qū))對作為處理組，還要隨機抽取自由貿(mào)易協(xié)定時間作為政策時點，并基于基準模型隨機抽取500次進行回歸模擬。按照上述分析，隨機抽取國家(地區(qū))對和政策時間的估計系數(shù)將會不顯著；如果系數(shù)顯著，就表明確實存在某些潛在的不可觀察因素影響雙邊價值鏈關聯(lián)，而不僅僅是因為雙邊國家(地區(qū))簽署自由貿(mào)易協(xié)定帶來的促進效應。圖2匯報了隨機抽取500次后的安慰劑檢驗結果，可以發(fā)現(xiàn)，系數(shù)估計值均分布在零值附近且基本服從正態(tài)分布，核心變量估計系數(shù)的值基本保持在虛線0.1的上方，表明在10%的水平下并不顯著，因此可以排除其他潛在的不可觀測因素對本文被解釋變量雙邊價值鏈關聯(lián)的影響。

圖2 安慰劑檢驗結果

(3)PSM-DID估計

本文中相互簽署自由貿(mào)易協(xié)定的國家(地區(qū))對即處理組為64個，未簽署自由貿(mào)易協(xié)定的國家(地區(qū))對即對照組為97個。對照組國家(地區(qū))對較處理組國家(地區(qū))對數(shù)量更多，容易產(chǎn)生系統(tǒng)性的偏差，且簽署自由貿(mào)易協(xié)定具有自選擇效應，因此本文采用PSM和DID估計相結合的方法來有效控制選擇偏誤引起的內(nèi)生性問題。

本文按照卡尺內(nèi)最近鄰域匹配方法對處理組和控制組樣本進行逐年匹配，估計每個國家(地區(qū))對簽署自由貿(mào)易協(xié)定的概率。協(xié)變量的選取與基準模型中的控制變量保持一致，以保證處理組和控制組在整個樣本期間內(nèi)除了簽署自由貿(mào)易協(xié)定之外，其他特征都始終與控制組相類似。為了最大限度地利用樣本信息，本文限定卡尺范圍為0.01，并選取3個最近鄰域匹配對象。協(xié)變量傾向性得分匹配后的平衡性檢驗結果顯示，匹配后的處理組與控制組均值差異在10%的水平下均不顯著，表明處理組和控制組的匹配協(xié)變量不存在顯著差異，且處理組和對照組在傾向值上平衡，確保了反事實分析結果的可靠性。

表4展示了自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)影響的PSM-DID估計結果，其中列(1)、列(2)分別是使用權重不為空樣本和使用滿足共同支撐假設樣本的回歸結果。×的系數(shù)仍然在1%的水平下顯著為正。本文進一步限定卡尺范圍為0.01，按照1∶1的比例作近鄰有放回匹配，實證結果如列(3)、列(4)所示；考慮到不同的匹配標準可能會對計量結果產(chǎn)生影響，本文進一步限定卡尺范圍為0.05，同時選取3個最近鄰域匹配對象，實證結果如列(5)、列(6)所示。上述結果較基準結果在符號方向和顯著性均未發(fā)生變化，證明了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表4 PSM-DID估計結果

2.貿(mào)易協(xié)定深度的內(nèi)生性問題

本文的另一研究內(nèi)容是貿(mào)易協(xié)定深度對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響。Lawrence(1996)的研究表明全球價值鏈的貿(mào)易方式對締約國之間的貿(mào)易協(xié)定提出了更高的要求，必須深化貿(mào)易協(xié)定的內(nèi)容以促進中間品貿(mào)易。因此，可能存在的反向因果問題是貿(mào)易協(xié)定深度在促進雙邊價值鏈關聯(lián)的同時，也會因雙邊價值鏈關聯(lián)的密切而深化。由此，本文借鑒Mulabdic等(2017)的做法，以國家(地區(qū))和國家(地區(qū))與其他所有第三方國家(地區(qū))(≠,≠)簽訂貿(mào)易協(xié)定深度的人均GDP加權之和作為貿(mào)易協(xié)定深度影響亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的工具變量。該工具變量構造的合理性在于：一是貿(mào)易協(xié)定的深度具有第三方效應，與第三方的貿(mào)易協(xié)定深度體現(xiàn)了該國(地區(qū))對外貿(mào)易的開放度和對議題的容忍度，一國(地區(qū))如果與大多數(shù)國家(地區(qū))簽署的貿(mào)易協(xié)定深度均較高，則越容易促成該國(地區(qū))與其他國家(地區(qū))簽署深度貿(mào)易協(xié)定，符合工具變量的相關性；二是雙邊國家(地區(qū))與第三方的貿(mào)易協(xié)定深度不會直接影響雙邊價值鏈關聯(lián)程度，且只能通過影響締約方的貿(mào)易協(xié)定深度進而影響雙邊價值鏈關聯(lián)度，符合工具變量的外生性。本文工具變量的構造如下：

(4)

表5報告了工具變量的兩階段最小二乘法的估計結果，其中第一階段回歸值通過了1%的顯著性水平檢驗，證明不存在弱工具變量問題。Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量、Kleibergen-Paaprk Wald F 統(tǒng)計量和Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均證明選取的工具變量是合理的，即核心解釋變量的估計系數(shù)和顯著性與基準估計相比未發(fā)生實質(zhì)性改變，表明貿(mào)易協(xié)定深化促進雙邊價值鏈關聯(lián)。

表5 工具變量估計結果

(續(xù)表)

3.其他穩(wěn)健性檢驗

本文其他的穩(wěn)健性檢驗考慮從如下三方面展開：(1)修正雙邊價值鏈關聯(lián)的離群值，刪除1%的雙邊價值鏈關聯(lián)極端值進行回歸。(2)更改樣本區(qū)間，由于貿(mào)易協(xié)定條款的實施是一個逐步長期的過程，本文借鑒 Anderson 和 Yotov(2016)的做法，將樣本區(qū)間以4年為界，劃分為5個區(qū)間進行估計。(3)排除同時期其他政策對本文估計效果的影響，考慮“一帶一路”倡議和雙邊投資協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的政策效果，在模型(1)和模型(2)中加入“一帶一路”沿線國()與沖擊年份識別變量(2013)的交互項，以及簽署雙邊投資協(xié)定的處理組虛擬變量()與簽署時間的處理期虛擬變量()的交互項。具體來說，若一組國家(地區(qū))對中包含“一帶一路”沿線國家，則取值為1，否則為0；若一組國家(地區(qū))對在樣本期間內(nèi)簽署了雙邊投資協(xié)定，則取值為1，否則為0。2013的取值以“一帶一路”倡議提出的時間2013年為界限，即2013年及之后的年份2013取值為1，否則為0。的取值取決于每組國家(地區(qū))對簽署雙邊投資協(xié)定的時間，若處于簽署雙邊投資協(xié)定時期之前取0，處于當年及以后取1。

表6的一系列穩(wěn)健性檢驗結果顯示，無論是貿(mào)易協(xié)定簽署還是貿(mào)易協(xié)定深度的符號和顯著性均未發(fā)生變化，從而證實了本文的估計結果具有穩(wěn)健性。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗估計結果

(續(xù)表)

(三)異質(zhì)性檢驗

1.雙邊協(xié)定和多邊協(xié)定的異質(zhì)性

自由貿(mào)易協(xié)定是兩國(地區(qū))或多國(地區(qū))間為促進經(jīng)濟一體化而簽署的具有法律約束力的契約，根據(jù)簽署自由貿(mào)易協(xié)定國家(地區(qū))的數(shù)量可以將自由貿(mào)易協(xié)定分為雙邊自由貿(mào)易協(xié)定和多邊自由貿(mào)易協(xié)定。表7的列(1)、列(2)分別報告了雙邊及多邊自由貿(mào)易協(xié)定簽署及其深度對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響結果。其中，雙邊自由貿(mào)易協(xié)定簽署()及其深度()的估計系數(shù)在1%的水平下均顯著為正，而多邊自由貿(mào)易協(xié)定()簽署的估計系數(shù)卻不顯著，但多邊貿(mào)易協(xié)定深度()的估計系數(shù)在5%的水平下顯著為正?？赡艿脑蛟谟诒疚臉颖痉秶亩噙呑杂少Q(mào)易協(xié)定大多是部分國家(地區(qū))與東盟簽署的自由貿(mào)易協(xié)定，簽署內(nèi)容相較于其他雙邊自由貿(mào)易協(xié)定條款較少且質(zhì)量不高(東艷等，2009)。從中日韓三國與東盟簽署的多邊貿(mào)易協(xié)定來看， 包含的主要貿(mào)易協(xié)定條款僅覆蓋商品貿(mào)易、原產(chǎn)地規(guī)則、服務貿(mào)易，其中日本-東盟貿(mào)易協(xié)定僅包含商品貿(mào)易、原產(chǎn)地規(guī)則兩項。而中日韓三國與除東盟以外的其他亞太國家(地區(qū))簽署的雙邊貿(mào)易協(xié)定在包含上述條款的基礎上，還會增加諸如海關程序和貿(mào)易便利化、投資等其他方面的貿(mào)易規(guī)則。因此，自由貿(mào)易協(xié)定簽署對亞太國家(地區(qū))間雙邊價值鏈關聯(lián)的影響主要表現(xiàn)在雙邊協(xié)定上，但無論是雙邊貿(mào)易協(xié)定還是多邊貿(mào)易協(xié)定，協(xié)定內(nèi)容的深化均能對雙邊價值鏈關聯(lián)產(chǎn)生正向的促進作用。

2.雙邊價值鏈關聯(lián)程度異質(zhì)性

本文在雙邊價值鏈關聯(lián)指標構建的基礎上進一步將其分為深度價值鏈關聯(lián)和淺度價值鏈關聯(lián)兩種關聯(lián)形式(張志明等，2019)。具體來說，如果經(jīng)濟體在承接產(chǎn)品某一增值環(huán)節(jié)過程中所創(chuàng)造的增加值以中間品形式出口到另一經(jīng)濟體，經(jīng)加工后再出口，那么兩經(jīng)濟體之間的價值鏈關聯(lián)就屬于深度價值鏈關聯(lián)(ln)。相反，如果一經(jīng)濟體在承接該產(chǎn)品某一增值環(huán)節(jié)過程中所創(chuàng)造的增加值以中間品形式出口到其他經(jīng)濟體并被直接吸收，則認為兩經(jīng)濟體之間的價值鏈關聯(lián)屬于淺度價值鏈關聯(lián)(ln)。

表7列(3)、列(4)考察了貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對亞太國家(地區(qū))間淺度價值鏈關聯(lián)的影響，列(5)、列(6)考察的是貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對亞太國家(地區(qū))間深度價值鏈關聯(lián)的影響。列(3)-列(6)核心解釋變量的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明自由貿(mào)易協(xié)定的簽署及其內(nèi)容的深化既促進了亞太國家(地區(qū))間簡單的淺度價值鏈關聯(lián)，也促進了復雜的深度價值鏈關聯(lián)。進一步對比貿(mào)易協(xié)定深度系數(shù)大小可知，核心解釋變量對淺度價值鏈關聯(lián)的影響更大。其原因在于，一國(地區(qū))在進行深度價值鏈關聯(lián)活動時，不僅需要考慮與上游國家(地區(qū))的貿(mào)易協(xié)定深度，還需要考慮與再出口下游國家(地區(qū))的貿(mào)易自由化程度，而與之不同的是，淺度價值鏈關聯(lián)主要體現(xiàn)為雙邊分工合作，分工復雜度也相對較低(肖皓和劉菲菲，2022)。因此，貿(mào)易協(xié)定深度對淺度價值鏈關聯(lián)的影響更大。

表7 協(xié)定異質(zhì)和關聯(lián)程度異質(zhì)估計結果

(續(xù)表)

3.條款異質(zhì)性

基于理論部分的分析，本文將自由貿(mào)易協(xié)定的核心條款劃分為邊境條款與邊境內(nèi)條款，并在邊境條款的基礎上繼續(xù)劃分為關稅壁壘條款和非關稅壁壘條款，在邊境內(nèi)條款的基礎上選擇服務條款、競爭政策條款、知識產(chǎn)權條款、投資條款。表8報告了這一系列具體條款的回歸結果。其中，各核心變量的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明邊境條款、邊境內(nèi)條款、關稅壁壘條款、非關稅壁壘條款、服務條款、競爭政策條款、知識產(chǎn)權條款、投資條款均顯著促進了亞太國家(地區(qū))間的雙邊價值鏈關聯(lián)。對比各條款系數(shù)的相對大小可以發(fā)現(xiàn)，邊境內(nèi)條款相對于邊境條款促進作用更大，非關稅壁壘條款相對于關稅壁壘條款促進作用更大，競爭政策條款相對于服務條款、知識產(chǎn)權條款、投資條款的促進作用相對更大。具體而言，邊境內(nèi)條款相對于邊境條款促進作用更明顯的原因在于邊境條款主要服務于以最終品貿(mào)易為特征的傳統(tǒng)貿(mào)易，而邊境內(nèi)條款則更適應于與以中間品貿(mào)易為特征的價值鏈貿(mào)易(許亞云等，2020)。非關稅壁壘條款促進作用大于關稅壁壘條款的原因在于，近年來，各國關稅水平持續(xù)下降，自由貿(mào)易協(xié)定帶來的關稅優(yōu)惠空間較小，關稅減讓的效果逐漸減弱(呂建興和張少華，2021)，與之相反的是非關稅壁壘成為主要的貿(mào)易保護形式，因此非關稅壁壘的消除能有效降低貿(mào)易成本，促進價值鏈關聯(lián)。而競爭政策條款促進效應最大的原因在于，公平而充分的競爭環(huán)境是貿(mào)易和投資活動的基礎，而競爭政策是保護和促進市場公平競爭的監(jiān)管機制。截至目前，亞洲90%的自由貿(mào)易協(xié)定納入了競爭政策，這凸顯了公平、自由競爭在貿(mào)易投資關系中的重要性。

(四)拓展分析

1.雙邊政治關系

雙邊政治關系是保障雙邊國家(地區(qū))貿(mào)易和投資的一個重要因素，不同程度的雙邊政治關系會如何影響自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的促進效應？ 針對這一問題，本文采用雙邊國家在聯(lián)合國大會投票理想點距離作為雙邊政治關系(ln)的代理變量，取其對數(shù)值與×交互項進行回歸，以考察雙邊政治關系對自由貿(mào)易協(xié)定的雙邊價值鏈關聯(lián)效應的促進作用，數(shù)據(jù)來源于Bailey等(2017)的研究。表9報告了雙邊政治關系對自由貿(mào)易協(xié)定的雙邊價值鏈關聯(lián)效應的調(diào)節(jié)效果。其中，ln與×交互項的估計系數(shù)在5%的水平下為正，ln與ln交互項的估計系數(shù)并不顯著，這表明良好的雙邊政治關系能增強自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)程度的促進效應，但這種增強作用并不隨貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的深化而增強。這可能是因為：一方面，良好的雙邊政治關系有助于降低經(jīng)濟合作的不確定性，進而增強企業(yè)工序轉移和生產(chǎn)外包的信心，促進雙邊直接投資；另一方面，良好的雙邊關系背景下，高級別官員訪問達成國際事務共識能為雙邊經(jīng)貿(mào)交流提供制度性合作框架或合作機制(王玨等，2019)，從而推動雙邊價值鏈關聯(lián)。但對于深度一體化的高質(zhì)量的貿(mào)易協(xié)定來說，因其從邊境措施和邊境內(nèi)措施等方面規(guī)范了雙邊經(jīng)濟合作的各項政策，所以良好的雙邊政治關系對經(jīng)濟合作不確定性的降低作用并不明顯，因而良好的雙邊關系對貿(mào)易協(xié)定深化的雙邊價值鏈貿(mào)易效應并不顯著。

表9 雙邊政治關系的調(diào)節(jié)效應估計結果

(續(xù)表)

2.自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊間接價值鏈關聯(lián)的影響

如前文所述，本文構建了雙邊價值鏈關聯(lián)指標，即雙邊國家(地區(qū))之間直接進出口中包含對方國家(地區(qū))增加值的比率。除此之外，雙邊國家(地區(qū))之間的進出口增加值包含關系還可以通過第三方實現(xiàn)，即締約方向第三方進口中間品中包含締約另一方的增加值，因此本文參照張志明等(2019)的方法，將此類雙邊價值鏈關聯(lián)定義為雙邊間接價值鏈關聯(lián)。如果通過一系列實證檢驗證明了自由貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對雙邊價值鏈關聯(lián)具有正向影響，那么貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對雙邊國家(地區(qū))通過第三方產(chǎn)生的間接價值鏈關聯(lián)如何？是否存在締約方與非締約方之間的貿(mào)易轉移效應？

為分析上述問題，本文以雙邊間接價值鏈關聯(lián)為被解釋變量利用基準計量模型(1)和模型(2)進行估計。由表10可知，自由貿(mào)易協(xié)定的簽署及其深度對雙邊間接價值鏈關聯(lián)的影響至少在5%的水平下為負，即自由貿(mào)易協(xié)定的簽署及其內(nèi)容的深化阻礙了雙邊間接價值鏈關聯(lián)度。結合自由貿(mào)易協(xié)定顯著促進雙邊價值鏈關聯(lián)的結論可知，自由貿(mào)易協(xié)定減少了雙邊國家(地區(qū))以第三方為中間紐帶開展的價值鏈貿(mào)易，增強了雙邊國家(地區(qū))直接進出口的價值鏈貿(mào)易，也在某種程度上說明自由貿(mào)易協(xié)定使得雙邊價值鏈關聯(lián)更加緊密。這種現(xiàn)象背后可能的原因是雙邊國家(地區(qū))產(chǎn)生間接價值鏈關聯(lián)依賴于雙邊國家(地區(qū))和第三方承接產(chǎn)品生產(chǎn)的不同價值鏈環(huán)節(jié)，這些環(huán)節(jié)的承接由跨國公司按照各國(地區(qū))的比較優(yōu)勢分配，而自由貿(mào)易協(xié)定的簽署帶來的締約方之間貿(mào)易成本和貿(mào)易政策不確定性的降低對第三方產(chǎn)生了貿(mào)易轉移效應。在產(chǎn)品生產(chǎn)鏈上某一環(huán)節(jié)的第三方比較優(yōu)勢的逆轉，使得跨國公司將原本由第三方承接的價值鏈環(huán)節(jié)轉由締約方承接。因此，締約方雙邊間接價值鏈關聯(lián)度下降，而直接進出口中間品的雙邊價值鏈關聯(lián)增加。

表10 自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊間接價值鏈關聯(lián)影響的估計結果

(續(xù)表)

六、結論與啟示

本文的研究結果表明,自由貿(mào)易協(xié)定的簽署促進了雙邊價值鏈關聯(lián)，并隨著協(xié)定內(nèi)容的深化促進作用增加。動態(tài)分析的結果顯示，自由貿(mào)易協(xié)定的實施具有政策時滯性和持續(xù)性。協(xié)定異質(zhì)性分析的結果顯示，目前自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的影響主要表現(xiàn)在雙邊協(xié)定上，但隨著多邊貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的深化，多邊貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)的促進作用顯現(xiàn)；雙邊價值鏈關聯(lián)程度異質(zhì)性結果顯示，貿(mào)易協(xié)定既促進了亞太國家(地區(qū))間的淺度價值鏈關聯(lián)，也促進了其開展更復雜的深度價值鏈關聯(lián)，但對淺度價值鏈關聯(lián)的影響更大；條款異質(zhì)性結果顯示，邊境內(nèi)條款相對于邊境條款促進作用更大，非關稅壁壘條款相對于關稅壁壘條款促進作用更大，競爭政策條款相對于服務條款、知識產(chǎn)權條款、投資條款的促進作用更大。拓展分析結果顯示，良好的雙邊政治關系能增強自由貿(mào)易協(xié)定對雙邊價值鏈關聯(lián)程度的促進效應，但這種作用并不隨著貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的深化而增強；自由貿(mào)易協(xié)定的簽署及其內(nèi)容的深化阻礙了雙邊間接價值鏈關聯(lián)度，即自由貿(mào)易協(xié)定減少了雙邊國家(地區(qū))以第三方為中間紐帶開展的價值鏈貿(mào)易，增強了雙邊國家(地區(qū))直接進出口的價值鏈貿(mào)易。

本文的政策啟示如下：

第一，重視自由貿(mào)易協(xié)定深度條款和邊境內(nèi)措施對亞太價值鏈關聯(lián)的重要作用，在未來的談判中不斷深化貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容并納入更多的邊境內(nèi)條款。當前，全球價值鏈占據(jù)國際分工的主導地位，在驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟一體化的同時，也對現(xiàn)有國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則提出了更高的要求和挑戰(zhàn)。鑒于多哈回合談判受阻、WTO多邊貿(mào)易體制發(fā)展停滯不前，全球貿(mào)易競爭正逐步演變?yōu)橐詢r值鏈競爭為基礎的貿(mào)易規(guī)則之爭。亞太區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定的起步雖然較晚但發(fā)展迅速，數(shù)量眾多的自由貿(mào)易協(xié)定在促進亞太經(jīng)濟關聯(lián)和價值鏈合作上發(fā)揮了重要作用。與此同時，貿(mào)易協(xié)定的質(zhì)量問題也受到了廣泛的關注，應高度重視自由貿(mào)易協(xié)定中的內(nèi)容深度，不斷減少市場準入后的邊境內(nèi)措施限制，節(jié)約貿(mào)易成本，降低中間品進口門檻，提高中間品進口，進而推動亞太價值鏈合作和亞太經(jīng)濟深度一體化。此外，在當前逆全球化思潮高漲、分離主義蔓延、經(jīng)貿(mào)摩擦不斷的緊張國際經(jīng)貿(mào)局勢中，提高貿(mào)易協(xié)定的深度也能在某種程度上以健全完善的貿(mào)易制度保障規(guī)避雙邊政治關系惡化給雙方國家(地區(qū))帶來的貿(mào)易不確定性。

第二，加快整合當前亞太地區(qū)的自由貿(mào)易協(xié)定，在更大范圍內(nèi)深化產(chǎn)業(yè)分工和融合區(qū)域價值鏈。2018年12月30日，全面與進步跨太平洋伙伴關系協(xié)定(CPTPP)正式生效，標志著真正意義上的亞太自貿(mào)區(qū)的落成。2020年11月15日，區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)議(RECP)正式簽署，標志著亞太地區(qū)覆蓋疆域最廣、惠及人口最多、經(jīng)貿(mào)規(guī)模最大、最具發(fā)展?jié)摿Φ淖杂少Q(mào)易區(qū)正式形成。RECP與CPTTP這兩個超大型自由貿(mào)易區(qū)因其高標準與包容性、原則性與靈活性為亞太區(qū)域經(jīng)濟一體化帶來光明前景，填補該地區(qū)經(jīng)濟一體化制度框架的空白，為多邊貿(mào)易自由化、投資便利化提供參考。未來，中國要加快整合已有的自由貿(mào)易協(xié)定，以RCEP等大型自由貿(mào)易區(qū)為新時期擴大對外開放的重要平臺，助力中國繼續(xù)擴大依托國內(nèi)市場的國內(nèi)大循環(huán)(黎峰，2021)，形成國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。