（新疆大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆烏魯木齊 830046）

一、引言

適應(yīng)全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢及我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，我國加快了實(shí)施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的速度，當(dāng)前已與25個(gè)國家和地區(qū)簽訂了17個(gè)自由貿(mào)易協(xié)定，雖然各FTA議題和規(guī)則存在差異，但協(xié)定中的議題和規(guī)則深度均在不斷拓展，不僅覆蓋貨物和服務(wù)貿(mào)易、投資、爭端解決等傳統(tǒng)領(lǐng)域，而且包含知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政府采購、電子商務(wù)、產(chǎn)業(yè)合作、環(huán)境和競爭政策等邊境內(nèi)議題，遠(yuǎn)超過WTO框架下的規(guī)則合作。那么，在我國參與全球價(jià)值鏈和FTA合作越來越深入的背景下，我國簽訂的FTA是否發(fā)揮了價(jià)值鏈貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)呢？為明確以上問題，筆者選擇中國－新西蘭、中國－秘魯，兩個(gè)簽訂較早，且包含較多邊境內(nèi)規(guī)則合作的FTA為研究對(duì)象，用合成控制法和雙重差分法對(duì)其價(jià)值鏈貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了分析。

二、文獻(xiàn)綜述

自Viner（1950）分析了關(guān)稅同盟的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)后，有關(guān)FTA貿(mào)易效應(yīng)的理論和經(jīng)驗(yàn)分析開始大量出現(xiàn)。[1]FTA貿(mào)易效應(yīng)的事后經(jīng)驗(yàn)研究主要采用引力模型和反事實(shí)分析法。Tinbergen（1962）[2]首先將引力模型引入了國際貿(mào)易領(lǐng)域，隨后Anderson（1979）[3]將其在貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用理論化，此后引力模型被不斷改進(jìn)，將FTA作為變量分析其與貿(mào)易的關(guān)系。把FTA當(dāng)做變量處理的方式主要分為以下幾種：（1）將所有的FTA都看作是同質(zhì)的，作為虛擬變量引入。 如 Kruege（2000）[4]；Baier ，Bergstrand（2007）[5]；Noguera（2012）[6]；盛斌和廖明中（2004）[7]；程偉晶和馮帆（2014）[8]等均用此方法對(duì)不同的研究對(duì)象進(jìn)行了分析，確定了FTA的雙邊貿(mào)易促進(jìn)作用。（2）從FTA內(nèi)容差異角度的分析。Horn et al.(2010)[9]首先對(duì)美歐28個(gè)FTA中的議題進(jìn)行了定義和分類,將其分為14項(xiàng)WTO+和38項(xiàng)WTO-X議題，此后HMS方法成為此類研究的基礎(chǔ)。以HSM方法為基礎(chǔ)對(duì)FTA深度和內(nèi)容差異性進(jìn)行度量的方法包括水平和垂直度量法：水平度量法指對(duì)FTA中涵蓋的議題數(shù)量用各種賦權(quán)方法進(jìn)行計(jì)算。 Orefice，Rocha(2011)[10]；Osnago et al（2016）[11]等分別以不同數(shù)量的FTA為研究對(duì)象，以HMS分類為基礎(chǔ)用簡單加總、主成分分析等賦權(quán)方法測算了FTA深度指數(shù)并分析了其對(duì)雙邊貿(mào)易的影響，明確了二者呈正相關(guān)關(guān)系。垂直度量法將單項(xiàng)議題細(xì)分為不同的維度，以協(xié)議文本中是否出現(xiàn)某個(gè)維度進(jìn)行“0”“1”賦值，然后進(jìn)行直接加總或賦權(quán)處理。文洋和王維薇（2016）[12]以聯(lián)合國亞太理事會(huì)的分類為基礎(chǔ)，將6個(gè)條款多維度化，測算了部分FTA的深度。Dur et al.(2014)[13]的研究對(duì)垂直度量法進(jìn)行了深化，首先選擇587個(gè)FTA作為分析對(duì)象，并對(duì)FTA中7個(gè)議題的48個(gè)維度進(jìn)行了度量，之后又將研究擴(kuò)展為12個(gè)議題，并認(rèn)為FTA深度與貿(mào)易是正相關(guān)關(guān)系。

由于存在遺漏變量和雙向因果關(guān)系等問題，引力模型面臨著內(nèi)生性問題的質(zhì)疑，為降低內(nèi)生性問題，一些研究開始采用能有效消除選擇性偏誤的反事實(shí)分析方法，主要包括傾向得分匹配法（PSM）和合成控制法等，但并沒有像引力模型那樣應(yīng)用廣泛。采用PSM分析法的研究主要包括：Egger(2008)[14]用PSM方法分析了FTA新成員對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，Neil Foster et al.（2010）[15]用該方法證明了 FTA 的貿(mào)易增加效應(yīng)主要是通過擴(kuò)展邊際實(shí)現(xiàn)的，特別是對(duì)大國間的貿(mào)易而言。 Can Yun（2013）[16]，李榮林和于明言（2014）[17]分別用PSM方法分析了FTA對(duì)進(jìn)口和總貿(mào)易、進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響，并肯定了其對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用。合成控制法以數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)的方式對(duì)多個(gè)比較組對(duì)象進(jìn)行加權(quán)，按照政策試點(diǎn)之前的預(yù)測變量來測算比較組對(duì)象和政策干預(yù)單元的相似性，由此合成一個(gè)與政策干預(yù)單元類似的控制對(duì)象，相較簡單匹配，加權(quán)匹配可以使控制組和處理組得到更好的匹配。 Alberto Abadie et al.（2003）[18]首先提出并將合成控制法應(yīng)用于研究恐怖活動(dòng)對(duì)西班牙巴斯克地區(qū)的經(jīng)濟(jì)影響，之后Alberto Abadie et al.（2010）[19]進(jìn)一步發(fā)展完善了該方法，用于研究加利福尼亞地區(qū)的控?zé)熣咝Ч?。合成控制法在區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化貿(mào)易效應(yīng)方面的應(yīng)用尚且不多，主要包括：Swarnali Ahmed Hannan （2016）[20]分析了 1983—1995年間FTA對(duì)104個(gè)國家出口的影響，之后Swarnali Ahmed Hannan （2017）[21]用該方法研究了 1989—1996年之間FTA對(duì)64個(gè)拉美國家的貿(mào)易影響，兩個(gè)研究均表明FTA促進(jìn)了成員的貿(mào)易出口，但存在不平衡性；國內(nèi)學(xué)者聶飛（2017）[22]則用該方法分析并肯定了中國-東盟FTA的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

綜上，有關(guān)FTA貿(mào)易效應(yīng)的研究無論是在引力模型方面，還是在反事實(shí)分析方面在近年都出現(xiàn)了重大進(jìn)展，為研究提供了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。與以往研究相比，筆者以合成控制法和雙重差分法為基礎(chǔ)，用OECD數(shù)據(jù)庫最新發(fā)布的2005—2015年的增加值進(jìn)出口四個(gè)維度（出口中的國內(nèi)增加值、進(jìn)口中的國外增加值、中間品出口和中間品進(jìn)口）的貿(mào)易數(shù)據(jù)分析了中國與秘魯、新西蘭兩個(gè)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平成員簽訂、均包含較多邊境內(nèi)規(guī)則的FTA的價(jià)值鏈貿(mào)易效應(yīng)。

三、典型事實(shí)分析與模型構(gòu)建

（一）典型事實(shí)分析

國內(nèi)增加值是衡量一國在價(jià)值鏈分工中獲得利益的重要考量，同時(shí)考慮到中間品貿(mào)易在總貿(mào)易中比重的不斷提升，以及其對(duì)一國價(jià)值鏈參與度和國際競爭力的影響越來越大，筆者選取出口中的國內(nèi)增加值 （指中國對(duì)經(jīng)濟(jì)體j出口中包含的中國國內(nèi)增加值）、進(jìn)口中的國外增加值（即中國從經(jīng)濟(jì)體j的進(jìn)口中包含的j經(jīng)濟(jì)體區(qū)內(nèi)增加值）、中間品出口（指中國出口到j(luò)經(jīng)濟(jì)體的中間品價(jià)值）和中間品進(jìn)口（指中國從j經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口的中間品價(jià)值）四個(gè)指標(biāo)作為研究對(duì)象。中國-新西蘭FTA于2008年10月生效，受2008年全球金融危機(jī)影響，中國對(duì)新西蘭的出口貿(mào)易在2009年有所下降，但2010年迅速增長至高于危機(jī)前的最高水平，之后一直呈上升趨勢；與出口不同，中國從新西蘭的進(jìn)口在協(xié)定生效后至2014年一直呈上升趨勢，2015年受全球貿(mào)易整體回落及全球農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降等因素影響，進(jìn)口有所下降。中國從秘魯?shù)倪M(jìn)口高度集中在中間品上，自中秘FTA生效后，出口一直呈上升趨勢，受我國從秘魯進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)集中在礦石業(yè)及2013年礦產(chǎn)品國際價(jià)格下降等影響，進(jìn)口在2013年略有回落，之后又呈上升趨勢。整體而言，中新、中秘兩個(gè)FTA生效后雙邊貿(mào)易均在總體上呈上升趨勢，且未因歐債危機(jī)、全球貿(mào)易整體增速下降等外部沖擊而大幅下滑。為驗(yàn)證雙邊貿(mào)易增長是否源自FTA生效這一政策因素，接下來進(jìn)行了實(shí)證設(shè)計(jì)和檢驗(yàn)。

（二）合成控制法模型

研究對(duì)象為中國-秘魯FTA和中國-新西蘭FTA，數(shù)據(jù)樣本為OECD數(shù)據(jù)庫最新發(fā)布的2005—2015年的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫包括64個(gè)經(jīng)濟(jì)體，由于中國臺(tái)灣地區(qū)其他相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)缺失，因此樣本中不含中國臺(tái)灣地區(qū)，也不包含數(shù)據(jù)庫中的東盟國家（8國）、中國香港、冰島、瑞士、哥斯達(dá)黎加、智利等在樣本期內(nèi)與中國也簽訂了FTA的經(jīng)濟(jì)體?；谥袊?秘魯，中國-新西蘭的合成控制法設(shè)計(jì)如下：

假設(shè)在既定的時(shí)間期[1，T]中，中國對(duì)J+1個(gè)經(jīng)濟(jì)體出口中的國內(nèi)增加值、進(jìn)口中的國外增加值、中間品出口和中間品進(jìn)口分別表示為DVit，F(xiàn)Vit，EIntermediateit和I-Intermediateit，其中第1個(gè)地區(qū)在T0（1≤T0＜T）時(shí)期與中國簽訂并生效 FTA，其他 J個(gè)地區(qū)為潛在的控制組。在沒有實(shí)施FTA的條件下，中國對(duì)第i（i=1,2,…J+1）個(gè)地區(qū)的貿(mào)易額分別表示為 DVitN，F(xiàn)VitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN，在與第1個(gè)地區(qū)簽訂FTA生效后的[T0+1，T]時(shí)期，中國與其貿(mào)易聯(lián)系則表示為DV1t1，F(xiàn)V1t1，E-Intermediate1t1和I-Intermediate1t1,與其他地區(qū)的貿(mào)易聯(lián)系仍為 DVitN，F(xiàn)VitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN。進(jìn)一步的，在[T0+1，T]時(shí)期，F(xiàn)TA的政策效應(yīng)則可以表示為 α1t=DV1t1-DVitN,β1t=FV1t1-FVitN,δ1t=E-Intermediate1t1-E-IntermediateitN,γ1t=I-Intermediate1t1-IIntermediateitN。顯然，在[T0+1，T]時(shí)期，DVitN，F(xiàn)VitN，EIntermediateitN和I-IntermediateitN是不可觀測的，合成控制法就是通過因子模型來對(duì)這些不可觀測的變量進(jìn)行估計(jì)：

其中，TradeitN表示 DVitN，F(xiàn)VitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN；φt表示時(shí)間固定效應(yīng)；θt代表 1×r維未知參數(shù)向量，Zi表示r×1維不受政策事件影響且可觀測到的一組協(xié)變量；λt表示1×F維不可觀測的公共因子向量，μi表示F×1維地區(qū)固定效應(yīng)；εit是地區(qū)層面滿足零均值的不可觀測的短期沖擊。

為計(jì)算處理組不可觀測的變量，合成控制法對(duì)控制組經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行加權(quán)模擬?？紤]存在一個(gè)J維列向量（W2,W3…WJ+1）,Wj表示第 j（j=2,3, …J+1）個(gè)地區(qū)在合成控制地區(qū)所占的權(quán)重，且Wj≥0，W2+W3+…+WJ+1=1。合成控制地區(qū)的結(jié)果變量可以表示為:

Abadie等人證明，可以采用近似解的方式來確定合成控制向量W*，使條件滿足第1個(gè)地區(qū)的特征向量位于比較組地區(qū)的凸組合之內(nèi)時(shí)，則W*是一個(gè)無限趨近最優(yōu)權(quán)重矩陣的矩陣，使得作為TradeN1t的無偏估計(jì)量，從而可以獲得FTA實(shí)施的凈貿(mào)易效應(yīng)：

ξ1t分別表示 α1t，β1t，δ1t和 γ1t。

（三）變量與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)以往文獻(xiàn)中對(duì)雙邊貿(mào)易影響因素的研究，預(yù)測控制變量包括：兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體之間的地理距離（首都或經(jīng)濟(jì)中心之間）；人口數(shù)量，代表市場規(guī)模；要素稟賦差異，以高等教育入學(xué)率代表的人力資本指數(shù)差異表示；以2010年不變美元價(jià)格計(jì)算的人均GDP，人均GDP增長率，代表消費(fèi)水平和消費(fèi)潛力；制度質(zhì)量，由腐敗控制、政府效率、規(guī)制質(zhì)量、政治穩(wěn)定性、法律指數(shù)及發(fā)言權(quán)和問責(zé)制六個(gè)指標(biāo)加權(quán)計(jì)算所得；科技水平，以研發(fā)投入占GDP比重表示。以上數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫和世界銀行數(shù)據(jù)庫。因變量價(jià)值鏈貿(mào)易包括出口中的國內(nèi)增加值，進(jìn)口中的國外增加值，中間品進(jìn)口和中間品出口，數(shù)據(jù)來源于OECD最新發(fā)布的TIVA數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證分析

（一）FTA的價(jià)值鏈貿(mào)易效應(yīng)分析

分別以2009年和2010年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)分析了中國-新西蘭、中國-秘魯自由貿(mào)易協(xié)定的價(jià)值鏈貿(mào)易效應(yīng) （由于中國-秘魯FTA在2010年3月便生效，為使政策生效后區(qū)間不至于較短，筆者并未采用模型中的T0+1時(shí)點(diǎn)，而是選用了T0時(shí)點(diǎn)）。表1為合成控制法構(gòu)造的合成新西蘭，合成秘魯?shù)母鹘?jīng)濟(jì)體權(quán)重。圖1、圖3、圖5、圖7分別表示中國對(duì)新西蘭與合成新西蘭，圖9、圖11、圖13、圖14分別表示中國對(duì)秘魯和合成秘魯?shù)某隹谥械膰鴥?nèi)增加值、進(jìn)口中的國外增加值、中間品出口和中間品進(jìn)口貿(mào)易額（對(duì)數(shù)形式）變化趨勢對(duì)比；圖 2、圖 4、圖 6、圖8則表示新西蘭與合成新西蘭，圖10、圖12表示秘魯與合成秘魯相應(yīng)的貿(mào)易額差距（由于進(jìn)口擬合度較差所以并沒有計(jì)算其相應(yīng)貿(mào)易差額）。圖中的虛線表示合成新西蘭和秘魯，實(shí)線表示真實(shí)新西蘭和秘魯，橫軸代表年份，縱軸代表相應(yīng)貿(mào)易額的對(duì)數(shù)。由文中的一系列圖可以看出，在中國-新西蘭自由貿(mào)易協(xié)定生效前，新西蘭和合成新西蘭的所有貿(mào)易額均比較接近，擬合程度較高，說明合成新西蘭可以較好地作為控制組分析FTA生效的政策效應(yīng)。 圖 2、圖 4、圖 6、圖 8顯示，中國-新西蘭FTA生效前，真實(shí)新西蘭與合成新西蘭的貿(mào)易差額在0值附近波動(dòng)，且變化不大；FTA生效后，即從2009年開始，中國對(duì)新西蘭出口中的國內(nèi)增加值以及中間品出口均持續(xù)高于合成新西蘭的相應(yīng)貿(mào)易額，且差距基本呈擴(kuò)大趨勢；進(jìn)口也呈上升趨勢，但與合成新西蘭的差距在2013年到達(dá)高峰之后有所下降。至于中秘FTA，從協(xié)定生效前的擬合程度來說，真實(shí)秘魯與合成秘魯僅在出口方面擬合度較高，在進(jìn)口方面擬合度較差，這表明使用合成控制法并不能確定FTA的簽訂是否對(duì)中國從秘魯?shù)倪M(jìn)口產(chǎn)生了顯著影響。為檢驗(yàn)中國與新西蘭、秘魯進(jìn)出口貿(mào)易的增長是否確實(shí)來源于FTA而非其他因素，且政策效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上具有顯著性，參照 Alberto Abadie et al.（2010）[19]的做法，筆者接下來進(jìn)行了“安慰劑”檢驗(yàn)。

表1 合成對(duì)象的國家權(quán)重

圖1 新西蘭與合成新西蘭DV對(duì)比

圖2 新西蘭與合成新西蘭DV差距

圖3 新西蘭與合成新西蘭FV對(duì)比

圖4 新西蘭與合成新西蘭FV差距

圖5 新西蘭與合成新西蘭中間品出口對(duì)比

圖6 新西蘭與合成新西蘭中間品出口差距

圖7 新西蘭與合成新西蘭中間品進(jìn)口對(duì)比

圖8 新西蘭與合成新西蘭中間品進(jìn)口差距

圖9 秘魯與合成秘魯DV對(duì)比

圖10 秘魯與合成秘魯DV差距

圖11 秘魯與合成秘魯中間品出口對(duì)比

圖12 秘魯與合成秘魯中間品出口差距

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

“安慰劑”檢驗(yàn)的原理在于：在樣本期內(nèi)，使用合成控制法在控制組中選擇其他未與中國簽訂FTA的經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行上述與新西蘭和秘魯相似的分析，然后比較中國與其真實(shí)貿(mào)易額和合成控制擬合貿(mào)易額的差距，如果FTA生效后中國與其凈貿(mào)易效應(yīng)不及新西蘭和秘魯大，則說明結(jié)果是穩(wěn)健的，F(xiàn)TA的政策效應(yīng)顯著。為檢驗(yàn)結(jié)果的顯著性，筆者用迭代法對(duì)控制組中的所有經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行了合成控制估計(jì)FTA的政策效應(yīng)。每次迭代選擇控制組中的一個(gè)經(jīng)濟(jì)體分析其FTA的價(jià)值鏈貿(mào)易效應(yīng)，同時(shí)將新西蘭和秘魯分別加入控制組，之后可以計(jì)算每次安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)效應(yīng)。在迭代過程中，有些經(jīng)濟(jì)體的合成控制對(duì)象與其真實(shí)情況在政策介入之前相差較大，表現(xiàn)為較大的干預(yù)前均方預(yù)測誤差平方根（RMSPE），可以認(rèn)為干預(yù)之后的政策效應(yīng)大部分是由干預(yù)前擬合度較差造成的，而非由FTA的實(shí)施所引致。為排除這種擬合誤差影響，筆者將政策干預(yù)前MSPE值高于新西蘭1.5倍的政策干預(yù)對(duì)象個(gè)體剔除，將政策干預(yù)前MSPE值高于秘魯6.5倍 （由于秘魯組中某些個(gè)體的干預(yù)前MSPE值均較高，為使保留的對(duì)象不至于太少而選擇6.5倍）的政策干預(yù)對(duì)象個(gè)體剔除，結(jié)果由圖15—圖20所示。

圖13 秘魯與合成秘魯FV對(duì)比

圖14 秘魯與合成秘魯中間品進(jìn)口對(duì)比

圖15 各國DV差值分布

圖16 各國FV差值分布

圖17 各國中間品出口差值分布

圖18 各國中間品進(jìn)口差值分布

圖19 各國DV差值分布

圖20 各國中間品出口差值分布

圖15—圖 17表明FTA實(shí)施后中國對(duì)新西蘭出口中的國內(nèi)增加值、進(jìn)口中的國外增加值、中間品出口的政策效應(yīng)并沒有在短期內(nèi)顯現(xiàn)，均是在2013年之后才顯示出最大的凈貿(mào)易效應(yīng)，在2013年之前其凈貿(mào)易效應(yīng)排在第3或第2位；同時(shí)，圖18表明FTA的實(shí)施并沒有對(duì)中間品進(jìn)口產(chǎn)生明顯的政策影響。圖19—圖 20則表明，F(xiàn)TA實(shí)施后中國對(duì)秘魯出口中國內(nèi)增加值的政策效應(yīng)僅在個(gè)別年份顯著，但中間品出口規(guī)模的提升的確源于中國－秘魯FTA的實(shí)施。穩(wěn)健性檢驗(yàn)同時(shí)顯示貿(mào)易增長率比較平穩(wěn)，即使在全球金融危機(jī)余波及2012年歐債危機(jī)的沖擊下仍呈增長趨勢，這一方面與使用的增加值數(shù)據(jù)相關(guān)（傳統(tǒng)的總值貿(mào)易數(shù)據(jù)會(huì)夸大貿(mào)易規(guī)模，可能會(huì)導(dǎo)致增長曲線更陡峭），另一方面與FTA貿(mào)易創(chuàng)造的時(shí)滯效應(yīng)相關(guān)，同時(shí)也證明了FTA對(duì)外部沖擊的緩沖作用。

（三）雙重差分法分析

由于使用合成控制法無法為從秘魯?shù)倪M(jìn)口找到適當(dāng)?shù)目刂茖?duì)象，穩(wěn)健性檢驗(yàn)顯示兩個(gè)FTA的政策效應(yīng)僅在長期出現(xiàn)或僅出現(xiàn)在個(gè)別年份，參照劉友金，曾小明（2018）[23]的做法，筆者采用另一種自然試驗(yàn)法——雙重差分法（DID）來估計(jì)FTA對(duì)中國與新西蘭和秘魯價(jià)值鏈貿(mào)易的影響。模型如下：

其中，trade表示中國對(duì)新西蘭出口中的國內(nèi)增加值、中間品出口和進(jìn)口中的國外增加值、中國從秘魯進(jìn)口中的國外增加值和中間品進(jìn)口和出口中的國內(nèi)增加值。i表示中國，j表示新西蘭（秘魯）和上一部分控制組中的所有對(duì)象；FTA為自由貿(mào)易協(xié)定政策變量，新西蘭（秘魯）取值為1，其他樣本取值為0；Year為時(shí)間虛擬變量，2009年及之后取值為1，之前取值為0。γ為FTA貿(mào)易作用的凈效應(yīng)。X為控制變量，包括兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體之間的地理距離和要素稟賦差異；雙邊人口數(shù)量、雙邊人均GDP和人均GDP增長率以及雙邊制度質(zhì)量和科技水平，數(shù)據(jù)及數(shù)據(jù)來源與上一部分相同。

為降低DID任意選擇參照組所帶來的估計(jì)偏誤，借鑒劉友金和曾小明（2018）[23]的做法，首先依據(jù)DID共同趨勢的假設(shè)對(duì)樣本組進(jìn)行了篩選，即刪除了政策實(shí)施前和中國與新西蘭、秘魯貿(mào)易變化趨勢明顯相背離的樣本，保留了與其貿(mào)易變化趨勢相同的國家。表2和表3為雙重差分估計(jì)結(jié)果，其中子樣本分別表示排除了和中國與新西蘭、秘魯貿(mào)易變化趨勢相異的國家，全樣本分別表示包括新西蘭和秘魯在內(nèi)的所有控制組國家樣本。

表2的回歸結(jié)果顯示，中新FTA僅對(duì)中國的中間品出口產(chǎn)生了顯著的政策效應(yīng)，這主要是由于我國對(duì)新西蘭出口的主要產(chǎn)品在FTA簽訂之前關(guān)稅基礎(chǔ)稅率均較高（化學(xué)及相關(guān)產(chǎn)品，紡織、服裝及皮革制品），隨著關(guān)稅削減的推進(jìn)，這些行業(yè)的中間品出口都獲得了極大提升（前者從2009年的2.189億美元增至2015年的4.593億美元，后者則從2009年的2.552億美元增至2015年的8.471億美元）。對(duì)出口中的國內(nèi)增加值促進(jìn)作用不明顯，結(jié)合上一部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，筆者認(rèn)為這可能與我國在價(jià)值鏈中處于價(jià)值增值不高的位置有關(guān)，也可能與時(shí)滯效應(yīng)有關(guān)：首先，由于利用關(guān)稅優(yōu)惠需要滿足一定的條件并產(chǎn)生額外成本，加之信息不對(duì)稱問題的存在，許多企業(yè)特別是中小企業(yè)對(duì)FTA優(yōu)惠關(guān)稅的利用率并不高。其次，雙方邊境內(nèi)規(guī)則對(duì)接需要一定的時(shí)間成本，企業(yè)利用FTA關(guān)稅優(yōu)惠、投資優(yōu)惠也需要一定的信息獲取、了解、建設(shè)時(shí)間以及額外成本，而以跨境投資帶動(dòng)的出口和進(jìn)口增加需要一個(gè)建設(shè)周期，因此會(huì)延長FTA貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)發(fā)揮的時(shí)間。

對(duì)進(jìn)口沒有產(chǎn)生顯著影響，主要原因包括：第一，我國從新西蘭的進(jìn)口主要集中在食品、飲料及煙酒，農(nóng)林牧漁產(chǎn)品、木制品等行業(yè)，這些主要進(jìn)口產(chǎn)品的關(guān)稅可分為四種：一部分在協(xié)定生效時(shí)的基礎(chǔ)稅率已經(jīng)是零，一部分在協(xié)定生效時(shí)享受最惠國稅率，很大一部分則表現(xiàn)出基礎(chǔ)稅率高、削減周期長的特點(diǎn)，最后一部分是協(xié)定生效后立即取消。這種主要進(jìn)口產(chǎn)品關(guān)稅結(jié)構(gòu)一方面會(huì)因?yàn)殛P(guān)稅削減期限長延遲FTA的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，另一方面，主要進(jìn)口產(chǎn)品在協(xié)定生效前已經(jīng)是零關(guān)稅并不會(huì)因?yàn)镕TA生效產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。第二，F(xiàn)TA服務(wù)貿(mào)易開放承諾基本上未超越GATS開放。我國從新西蘭的進(jìn)口很大一部分集中在服務(wù)貿(mào)易，從2009年的7.07億美元增至2015年的26.28億美元，在與新西蘭總進(jìn)口貿(mào)易中的比重則從2009年的23.9%上升到2015年的28.5%，但WTO的一項(xiàng)研究表明，中新FTA框架下的服務(wù)貿(mào)易整體開放承諾指數(shù)僅比GATS整體開放承諾指數(shù)高0.68。與我國的《服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表》相比，中新FTA僅增加了與管理咨詢相關(guān)的服務(wù)、娛樂文化體育服務(wù)和機(jī)動(dòng)車的保養(yǎng)和維修服務(wù)。在中國從新西蘭進(jìn)口服務(wù)的主要部門－分銷、運(yùn)輸和倉儲(chǔ)以及住宿和餐飲行業(yè)，由于中新FTA簽訂時(shí)中國已加入WTO七年，中新FTA下的開放承諾基本上沿襲了中國加入WTO后服務(wù)貿(mào)易減讓表中的承諾，僅增加了機(jī)動(dòng)車的保養(yǎng)和維修服務(wù)，并沒有更大限度的開放。

表3的回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)TA對(duì)中國從秘魯進(jìn)口中的國外增加值有顯著的抑制作用，對(duì)出口中的國內(nèi)增加值有顯著的促進(jìn)作用，對(duì)中間品進(jìn)口的作用不顯著。對(duì)出口有促進(jìn)作用一是因?yàn)槊佤攲?duì)中國出口的主要產(chǎn)品進(jìn)行了關(guān)稅削減，二是因?yàn)橹忻谾TA中不僅包括服務(wù)貿(mào)易和投資議題，而且包括競爭、資本流動(dòng)、產(chǎn)業(yè)合作等13個(gè)方面的邊境內(nèi)合作，這有利于提升中國對(duì)秘魯?shù)姆?wù)貿(mào)易，以及通過投資帶動(dòng)出口。對(duì)進(jìn)口有抑制作用可能的原因包括：第一，短期內(nèi)貿(mào)易進(jìn)口（秘魯對(duì)中國出口）增加未及因關(guān)稅削減所帶來的價(jià)值減少而產(chǎn)生“J曲線”效應(yīng)。第二，中國-秘魯FTA的簽訂提高了秘魯在全球價(jià)值鏈中的參與度，與其他貿(mào)易伙伴生產(chǎn)聯(lián)系加強(qiáng)導(dǎo)致其出口至中國的價(jià)值增值被“瓜分”，這意味著中秘FTA可能也產(chǎn)生了逆向貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng) （即FTA對(duì)貿(mào)易關(guān)系密切的非成員有出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)）。但這并不代表FTA的簽訂降低了秘魯?shù)恼w福利效應(yīng)，在價(jià)值鏈中參與度的提高往往會(huì)提高本國生產(chǎn)效率和吸引外資的規(guī)模與質(zhì)量，進(jìn)而提高與其他經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易水平。第三，F(xiàn)TA抑制進(jìn)口可能是OFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了替代作用。自FTA簽訂后，伴隨投資開放擴(kuò)大和投資便利化建設(shè)的推進(jìn)，中國對(duì)秘魯?shù)腛FDI存量從2009年的2.8454億美元增至2015年的7.0549億美元，2014年更是達(dá)到峰值9.0798億美元。OFDI與進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生替代關(guān)系的原因可能包括：（1)秘魯作為世界上資源稟賦豐富的大國之一，我國對(duì)其投資主要是出于市場尋求和成本降低型動(dòng)機(jī)，以利用其資源要素比較優(yōu)勢而非所謂的“攫取資源”，這與我國近年從秘魯進(jìn)口的采礦與采石業(yè)增加值規(guī)模以及其在總貿(mào)易中所占比重的變化趨勢相一致 （均在2012年達(dá)到頂峰之后呈下降趨勢），該研究結(jié)論也與程中海等（2017）[24]，劉素君和趙文華（2017）[25]等的研究結(jié)論一致；（2）這可能和我國與秘魯經(jīng)貿(mào)合作結(jié)構(gòu)比較單一也有關(guān)系，我國從秘魯進(jìn)口的采礦與采石業(yè)長期占總貿(mào)易比重的50%以上，雖然FTA簽訂后比重有所下降，但由于時(shí)滯效應(yīng)等存在，F(xiàn)TA的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng) （包括規(guī)模擴(kuò)大、貿(mào)易產(chǎn)品種類和價(jià)值增值提高）尚未得到很大發(fā)揮。

五、主要結(jié)論及啟示

筆者用合成控制法和雙重差分法檢驗(yàn)了中國－新西蘭，中國－秘魯FTA的政策效應(yīng)，并結(jié)合雙邊貿(mào)易結(jié)構(gòu)和FTA協(xié)議內(nèi)容對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示，中新FTA的簽訂和實(shí)施僅對(duì)中間品出口產(chǎn)生了顯著的政策效應(yīng)，對(duì)中間品進(jìn)口和進(jìn)口中國外增加值則由于關(guān)稅結(jié)構(gòu)等問題并沒有產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用；中秘FTA的簽訂和實(shí)施對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)進(jìn)口中國外增加值則產(chǎn)生了顯著的抑制作用；FTA對(duì)外部沖擊有一定的緩沖作用。中新、中秘FTA貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)、價(jià)值鏈寬度拓展和多元化效應(yīng)仍有待激發(fā)。筆者提出如下建議：

表2 FTA對(duì)中國與新西蘭價(jià)值鏈貿(mào)易的影響 （雙重差分估計(jì)）

表3 FTA對(duì)中國與秘魯價(jià)值鏈貿(mào)易的影響 （雙重差分估計(jì)）

1.推動(dòng)已簽訂FTA的落地，提高FTA優(yōu)惠利用率，拓展價(jià)值鏈網(wǎng)絡(luò)。FTA利用率不高是全球面臨的普遍問題，《2016年全球貿(mào)易管理調(diào)查報(bào)告》顯示，全球企業(yè)對(duì)FTA的利用率僅為23%，我國企業(yè)FTA的平均利用率也僅為34%。首先，通過線上線下、官方和非官方等各種方式加大對(duì)FTA的宣傳力度，使更多的企業(yè)了解FTA優(yōu)惠稅率、原產(chǎn)地規(guī)則、投資、服務(wù)貿(mào)易優(yōu)惠以及FTA邊境內(nèi)規(guī)則合作所營造的商業(yè)便利等，以提升企業(yè)對(duì)優(yōu)惠稅率、投資優(yōu)惠的利用率，通過增加產(chǎn)品進(jìn)出口種類、投資合作行業(yè)多元化等拓展價(jià)值鏈網(wǎng)絡(luò)；其次，簡化原產(chǎn)地證明手續(xù)，整合不同的原產(chǎn)地規(guī)則，降低相關(guān)費(fèi)用，提高企業(yè)利用FTA優(yōu)惠關(guān)稅的便利性，降低企業(yè)利用FTA優(yōu)惠的成本。再次，提高互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等在海關(guān)程序中的利用率，在提高貿(mào)易合規(guī)性的同時(shí)降低時(shí)間成本。

2.進(jìn)一步推動(dòng)中新、中秘等已簽訂FTA的升級(jí)談判，以適應(yīng)價(jià)值鏈分工需要，為開放由要素型向制度型轉(zhuǎn)變探索路徑，發(fā)揮其貿(mào)易和投資創(chuàng)造效應(yīng)。自2017年啟動(dòng)第一輪升級(jí)談判以來，中新FTA已于2019年11月完成升級(jí)談判，中秘FTA也已開啟三輪升級(jí)談判。盡管兩個(gè)FTA升級(jí)談判議題不同，但包含了服務(wù)貿(mào)易、投資、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、競爭、政府采購、環(huán)境、電子商務(wù)、原產(chǎn)地規(guī)則、技術(shù)貿(mào)易壁壘、海關(guān)程序和貿(mào)易便利化等廣泛的邊境和邊境內(nèi)規(guī)則，這將為我國開展新的高水平FTA談判和升級(jí)其他FTA提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。根據(jù)價(jià)值鏈分工特點(diǎn)，應(yīng)特別注意降低中間品的關(guān)稅和關(guān)稅最長削減年限，以競爭促進(jìn)比較優(yōu)勢升級(jí)，通過提高價(jià)值增值的方式提高貿(mào)易競爭力；降低技術(shù)貿(mào)易壁壘，強(qiáng)化雙邊貿(mào)易投資便利化合作，給予商務(wù)和專業(yè)技術(shù)人員進(jìn)出境便利，促進(jìn)人員、貨物、技術(shù)等要素雙向自由便捷流動(dòng)；同時(shí)，根據(jù)成員特點(diǎn)有針對(duì)性地在多邊開放的基礎(chǔ)上擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放，推動(dòng)我國制造業(yè)與發(fā)達(dá)國家先進(jìn)服務(wù)業(yè)的融合，促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)。最后，逐步將雙方合作向邊境內(nèi)方面拓展，擴(kuò)大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、競爭條款的適用范圍和領(lǐng)域；強(qiáng)化雙方在電子認(rèn)證、個(gè)人信息保護(hù)、電子商務(wù)關(guān)稅減免等電子商務(wù)領(lǐng)域的合作，以提高要素流動(dòng)的安全性，以競爭刺激創(chuàng)新。

3.加快推動(dòng)與其他國家談判和簽訂FTA的進(jìn)程，通過降低中間品關(guān)稅和最長關(guān)稅削減年限、強(qiáng)化貿(mào)易投資便利化合作、增加邊境內(nèi)議題等方式適度提升FTA深度，以增加從其他國家特別是發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口。這一方面可以平衡貿(mào)易收支，緩解貿(mào)易摩擦，另一方面可以通過增加進(jìn)口特別是高技術(shù)產(chǎn)品和服務(wù)的進(jìn)口提升我國在GVCs中的參與度和地位，以增加進(jìn)口的方式優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)。加入WTO多年的發(fā)展及一系列FTA的實(shí)施已在很大程度上降低了我國的邊境壁壘，在削減邊境內(nèi)壁壘方面，可以從提高在多邊層面合作已比較成熟的服務(wù)貿(mào)易、投資議題深度開始，逐步在FTA中推廣準(zhǔn)入前國民待遇+負(fù)面清單管理模式等。同時(shí)，應(yīng)加快國內(nèi)改革和價(jià)值鏈友好型營商環(huán)境建設(shè)，以適應(yīng)國際分工需要，提升競爭和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，確保高技術(shù)中間品進(jìn)口的安全性。

4.提高規(guī)則制定能力，提升協(xié)議文本和措辭方面的規(guī)范性，增強(qiáng)規(guī)則一致性以降低“意大利面條碗”的負(fù)面效應(yīng)。在制定規(guī)則時(shí)盡量降低對(duì)多邊貿(mào)易治理非歧視性原則的破壞，如保持對(duì)第三方的開放性和加入最惠國條款，這一方面可以為FTA規(guī)則在多邊范圍內(nèi)推廣提供試驗(yàn)場地，另一方面也有利于提升整條價(jià)值鏈各環(huán)節(jié)的粘合度和運(yùn)營效率。積極推動(dòng)WTO談判和改革，推動(dòng)WTO對(duì)FTA的管理向關(guān)稅以外的議題拓展，制定其對(duì)FTA進(jìn)行規(guī)范的嚴(yán)格法律文本，以提高其對(duì)FTA管理的規(guī)范性和有效性，降低FTA“意大利面條碗”的負(fù)面效應(yīng)，以雙邊合作為路徑逐步將價(jià)值鏈貿(mào)易規(guī)則多邊化。