中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家出口貿(mào)易影響因素實(shí)證分析
——基于總量與技術(shù)結(jié)構(gòu)視角

趙國(guó)華，趙子薇

（河北師范大學(xué)商學(xué)院，石家莊 050024）

一、引言

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)據(jù)顯示，2000—2008 年中國(guó)對(duì)拉丁美洲和加勒比地區(qū)（以下簡(jiǎn)稱拉美地區(qū)）貨物出口總額年均增長(zhǎng)率為33.33%，2009 年受金融危機(jī)影響同比下降20.44%，2010—2019 年年均增長(zhǎng)5.76%，出口規(guī)模增速迅速放緩，可見國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)貿(mào)易影響之深遠(yuǎn)；2000—2020 年拉美地區(qū)自中國(guó)貨物進(jìn)口額占該地區(qū)貨物總進(jìn)口比重整體呈上升趨勢(shì)，2020 年升至16.43%，說明中國(guó)在拉美進(jìn)口市場(chǎng)中的地位正不斷提升。2005 年智利成為第一個(gè)同我國(guó)簽署自由貿(mào)易協(xié)定的拉美地區(qū)國(guó)家，在這之后秘魯和哥斯達(dá)黎加先后同我國(guó)簽署自貿(mào)協(xié)定，自貿(mào)協(xié)定的實(shí)施、自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)已為彼此經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了切實(shí)的推動(dòng)作用。然而目前中拉貿(mào)易結(jié)構(gòu)仍然呈現(xiàn)出單一性、以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，同時(shí)中國(guó)出口產(chǎn)品在拉美市場(chǎng)面臨來自美國(guó)等其他國(guó)家出口產(chǎn)品的強(qiáng)有力競(jìng)爭(zhēng)，《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》中指出我國(guó)要優(yōu)化出口商品質(zhì)量和結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步提升出口附加值。在我國(guó)加快構(gòu)建新發(fā)展格局、“一帶一路”建設(shè)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段背景下，逐步推動(dòng)實(shí)現(xiàn)中國(guó)對(duì)拉美出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)已經(jīng)是刻不容緩。鑒于此，研究中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家的制成品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，探究各影響因素對(duì)中拉出口總量的影響情況及對(duì)不同技術(shù)類別制成品出口作用效果的差異性具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外有關(guān)中國(guó)與拉美地區(qū)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易研究的文獻(xiàn)涵蓋進(jìn)出口貿(mào)易影響因素、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、競(jìng)爭(zhēng)合作關(guān)系、貿(mào)易潛力測(cè)算等諸多方面。江時(shí)學(xué)（2018）指出構(gòu)建中拉命運(yùn)共同體的機(jī)遇、挑戰(zhàn)和舉措。宋海英和胡冰川（2019）判斷了拉美替代美國(guó)出口各類主要農(nóng)產(chǎn)品至中國(guó)的潛力，劃分為潛力有限型、較大型、巨大型，認(rèn)為潛力發(fā)揮受拉美農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、跨國(guó)糧商全產(chǎn)業(yè)鏈控制模式、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易營(yíng)商環(huán)境等因素的影響。其中也不乏關(guān)于中國(guó)向拉美地區(qū)出口貿(mào)易的探究，黃繁華和張湘莎（2012）從三種不同角度實(shí)證分析影響中國(guó)對(duì)拉美出口主要影響因素，并同中國(guó)對(duì)其他貿(mào)易伙伴國(guó)出口進(jìn)行比較分析，借助傳統(tǒng)引力模型測(cè)算出口增長(zhǎng)潛力。劉春鵬（2017）用恒定市場(chǎng)份額模型分析各階段中拉農(nóng)產(chǎn)品雙向貿(mào)易變動(dòng)影響因素，結(jié)果顯示需求因素為中拉農(nóng)產(chǎn)品雙向貿(mào)易變化的最主要影響因素。張春宇等（2017）49-56借助引力模型將對(duì)外直接投資（FDI）流量、存量引入模型中，分別實(shí)證研究中國(guó)自拉美進(jìn)口、對(duì)拉美出口影響因素，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)拉美直接投資流量對(duì)中拉進(jìn)口、出口均無顯著影響，長(zhǎng)期中國(guó)對(duì)拉美直接投資存量對(duì)中國(guó)自拉美進(jìn)口產(chǎn)生正向影響，對(duì)出口為負(fù)向影響。馬文秀和孟彤（2018）通過三種指數(shù)評(píng)估2000—2015 年中國(guó)對(duì)拉美新興市場(chǎng)工業(yè)制成品出口競(jìng)爭(zhēng)力。Narins（2018）基于1995—2013 年貿(mào)易數(shù)據(jù)，借鑒已有研究提出的TECH（technology）評(píng)分方法，測(cè)算中國(guó)、歐盟、美國(guó)分別對(duì)拉美九國(guó)出口的總體技術(shù)復(fù)雜程度，對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)拉美出口商品的絕對(duì)技術(shù)復(fù)雜度在提高，但與歐盟和美國(guó)相比中國(guó)出口到該地區(qū)的技術(shù)復(fù)雜度仍屬低到中等。董月潔（2019）以包含拉美十三國(guó)在內(nèi)的33 國(guó)為樣本，用擴(kuò)展引力模型分析中國(guó)向拉美出口、工業(yè)制成品出口總量影響因素，估算相應(yīng)出口潛力。還有研究將側(cè)重點(diǎn)放在中拉在出口領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng)合作關(guān)系上，孔帥等（2019）115-128通過對(duì)2000—2015 年中國(guó)與拉美國(guó)家不同類別產(chǎn)品出口在世界市場(chǎng)和美國(guó)市場(chǎng)所占份額的計(jì)算、雙邊貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)等的分析，探析中拉在出口領(lǐng)域競(jìng)爭(zhēng)合作關(guān)系。

在已有研究中擴(kuò)展引力模型可以用來解決與貿(mào)易相關(guān)的諸多問題，包括分析影響貿(mào)易流量的主要因素、控制其他變量以研究某一特定因素對(duì)貿(mào)易的影響情況、測(cè)算貿(mào)易潛力、估算貿(mào)易效率等。吳丹和吳野（2020）在測(cè)算貿(mào)易便利化綜合指數(shù)基礎(chǔ)上構(gòu)建擴(kuò)展引力模型，分析中國(guó)自“一帶一路”國(guó)家進(jìn)口影響因素。孫玉紅等（2021）65-71通過建立擴(kuò)展引力模型將自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）深度設(shè)定為核心解釋變量，控制其他變量進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)FTA 深度顯著正向影響中國(guó)服務(wù)業(yè)出口及相應(yīng)國(guó)內(nèi)增加值。

通過梳理、總結(jié)、歸納以往相關(guān)文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外關(guān)于中國(guó)向拉美地區(qū)出口的研究，主要包含出口概況、經(jīng)貿(mào)關(guān)系、出口影響因素、出口潛力等，具體到產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域包括對(duì)中拉農(nóng)產(chǎn)品、不同技術(shù)水平產(chǎn)品、工業(yè)制成品等出口貿(mào)易的探究，而依照不同技術(shù)水平制成品分類對(duì)中國(guó)向拉美出口主要影響因素進(jìn)行實(shí)證分析的研究較為匱乏。Lall（2000）用國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC）第二修訂版中的三位數(shù)編碼將出口產(chǎn)品分為初級(jí)產(chǎn)品、制成品（制成品分為資源密集型、低技術(shù)、中等技術(shù)及高技術(shù)四類，前兩種制成品可被認(rèn)為擁有簡(jiǎn)單技術(shù)，后兩種擁有復(fù)雜技術(shù)）和其他產(chǎn)品，表示該分類法綜合普遍使用的分類法（按資源密集型、勞動(dòng)密集型等劃分）和經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）曾建議的更詳細(xì)分類法并進(jìn)行一定的拓展。本文參考這一產(chǎn)品技術(shù)分類方法將中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家的制造業(yè)出口產(chǎn)品分類，分為資源密集型、低技術(shù)、中等技術(shù)和高技術(shù)制成品，初級(jí)產(chǎn)品和其他產(chǎn)品在中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家貨物出口中占比較低，故未專門做研究。

本文首先通過計(jì)算2010—2019 年中國(guó)對(duì)拉美7 個(gè)國(guó)家四類制造業(yè)產(chǎn)品出口規(guī)模在總出口中所占比重、出口密集度，分析中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)的制成品出口結(jié)構(gòu)；通過考察中國(guó)和拉美七國(guó)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)變化情況對(duì)中拉要素稟賦差異作深入分析，以期探究中國(guó)對(duì)拉美制成品出口結(jié)構(gòu)背后深層次原因。然后嘗試構(gòu)建擴(kuò)展引力模型分別從總量視角和結(jié)構(gòu)視角探析中國(guó)對(duì)拉美出口的主要影響因素，以期探究各影響因素對(duì)出口總量的作用情況及對(duì)不同技術(shù)類別制成品出口作用效果的差異性，最后提出結(jié)論與建議。

三、中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)的制成品出口結(jié)構(gòu)

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015—2019 年在中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家貨物出口總額中墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬和阿根廷始終排在前七位，2001—2019 年這七國(guó)自中國(guó)貨物進(jìn)口額在拉美自中國(guó)貨物進(jìn)口額中占比呈現(xiàn)出在波動(dòng)中上升的趨勢(shì)，2008 年以來該比重始終在80%以上，2019 年高達(dá)85.02%。因此通過計(jì)算中國(guó)對(duì)這七個(gè)國(guó)家的具體產(chǎn)業(yè)出口規(guī)模在總出口中所占比重及出口密集度，可大致了解中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)的制成品出口結(jié)構(gòu)等情況。要素稟賦理論給出國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生的原因，據(jù)該理論，一國(guó)應(yīng)出口密集使用本國(guó)相對(duì)豐裕要素生產(chǎn)的產(chǎn)品，進(jìn)口密集使用本國(guó)相對(duì)稀缺要素生產(chǎn)的產(chǎn)品從而獲益。因此在這一部分的最后，本文對(duì)中國(guó)和拉美七國(guó)要素稟賦差異作深入分析以期探究中國(guó)對(duì)拉美制成品出口結(jié)構(gòu)背后的深層次原因。

（一）中國(guó)對(duì)拉美制成品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)

圖1 顯示了2010—2019 年中國(guó)對(duì)拉美七國(guó)貨物出口中四類制成品每年所占比重的均值結(jié)果（以墨西哥為例，通過對(duì)2010—2019 年每年中國(guó)對(duì)墨西哥某類制成品出口在總出口中占比求均值得出均值結(jié)果）。總體而言，比較七國(guó)自中國(guó)進(jìn)口中的高技術(shù)制成品占比均值，墨西哥最高，高達(dá)43.13%，巴拿馬最低，均值僅8.11%；七國(guó)之中，中國(guó)對(duì)秘魯?shù)闹械燃夹g(shù)制成品出口在總出口所占比重均值最高，智利最低，分別為35.36%、24.98%；對(duì)于低技術(shù)制成品，智利占比總體最高，均值達(dá)49.79%，資源密集型制成品則是巴拿馬占比均值最高，取值22.91%；阿根廷、墨西哥、巴西主要自中國(guó)進(jìn)口復(fù)雜技術(shù)制成品，2019 年分別占從中國(guó)進(jìn)口總額的72.04%、71.38%和66%，智利、秘魯、巴拿馬、哥倫比亞主要從中國(guó)進(jìn)口低技術(shù)和中等技術(shù)制成品，2019年分別占自中國(guó)進(jìn)口規(guī)模的73.8%、70.91%、66.23%和64.32%（結(jié)合表1）；除了巴拿馬自中國(guó)進(jìn)口資源密集型制成品占比均值較高，其他國(guó)家的占比均值都未超過11%。因此總體來看拉美地區(qū)自中國(guó)進(jìn)口中資源密集型制成品占比較低。

圖1 2010—2019 年中國(guó)對(duì)拉美七國(guó)制成品出口結(jié)構(gòu)

表1 2019 年中國(guó)對(duì)拉美七國(guó)制成品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)

（二）中國(guó)對(duì)拉美制成品出口密集度測(cè)算

關(guān)于具體產(chǎn)業(yè)出口密集度測(cè)算與分析，本文參考張彬和余穩(wěn)策（2021）給出的完善的指標(biāo)公式，具體測(cè)算公式如式（1）所示：

其中：i、j分別代表中國(guó)和拉美國(guó)家；d代表產(chǎn)業(yè)；代表中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家（j）產(chǎn)業(yè)（d）的出口密集度；代表中國(guó)對(duì)j國(guó)產(chǎn)業(yè)（d）的出口額；EXij代表中國(guó)對(duì)j國(guó)的貨物總出口規(guī)模；W代表世界；和EXWj分別代表世界對(duì)j國(guó)在產(chǎn)業(yè)（d）的出口額、世界對(duì)j國(guó)的貨物出口總值。反映了j國(guó)對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)（d）的依賴程度和中國(guó)對(duì)j國(guó)在產(chǎn)業(yè)（d）的市場(chǎng)滲透能力，數(shù)值越大，出口密集度越顯著（數(shù)值大于1）。

計(jì)算結(jié)果見表2，2010—2019 年中國(guó)對(duì)除巴拿馬以外的6 個(gè)拉美國(guó)家資源密集型制造業(yè)出口密集度均不顯著；而在低技術(shù)制造業(yè)方面，中國(guó)對(duì)這7 個(gè)國(guó)家的市場(chǎng)滲透力較強(qiáng)，其中中國(guó)對(duì)墨西哥的低技術(shù)制造業(yè)出口密集度呈現(xiàn)出先升后降之后平穩(wěn)的走勢(shì)，中國(guó)對(duì)智利總體呈下降趨勢(shì)，前期下降趨勢(shì)更為明顯，中國(guó)對(duì)巴西前期較為穩(wěn)定，2017 年開始下降，對(duì)其他四國(guó)則表現(xiàn)出較小的波動(dòng)性；通過觀察發(fā)現(xiàn)巴拿馬同其他六國(guó)呈現(xiàn)出明顯的差異性，中國(guó)對(duì)巴拿馬的資源密集型、中等技術(shù)制造業(yè)市場(chǎng)滲透力基本上高于其他6 個(gè)國(guó)家，其他兩類制造業(yè)則表現(xiàn)出相反的情況；除巴拿馬以外的6 個(gè)拉美國(guó)家對(duì)我國(guó)的中等技術(shù)制造業(yè)依賴程度總體不高，但對(duì)我國(guó)高技術(shù)制造業(yè)依賴度較高，并且后者呈波動(dòng)性走勢(shì)，其中阿根廷的波動(dòng)性較大。

表2 中國(guó)對(duì)拉美七國(guó)四類制造業(yè)出口密集度

通過數(shù)據(jù)及以上分析發(fā)現(xiàn)，總體而言拉美對(duì)我國(guó)資源密集型和中等技術(shù)制造業(yè)依賴度較低，拉美對(duì)我國(guó)資源密集型制造業(yè)依賴度較后者更低，契合前文關(guān)于中國(guó)對(duì)拉美七國(guó)制成品出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的計(jì)算及分析結(jié)果，整體來看拉美對(duì)我國(guó)低技術(shù)和高技術(shù)制造業(yè)依賴度較高，中國(guó)低技術(shù)制造業(yè)較其他三類制造業(yè)對(duì)巴西、智利、哥倫比亞、秘魯市場(chǎng)滲透能力更強(qiáng)。

（三）中拉要素稟賦差異

國(guó)家間要素稟賦差異引起各國(guó)產(chǎn)品生產(chǎn)的比較優(yōu)勢(shì)存在差異，而一國(guó)要素結(jié)構(gòu)并非一成不變，國(guó)家政策制度、國(guó)際資本流動(dòng)等因素將改變一國(guó)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，進(jìn)而使國(guó)家生產(chǎn)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)發(fā)生變化，從而調(diào)整和改變一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)。參考楊高舉和黃先海（2014）、伍德（2017），選取一國(guó)土地面積、勞動(dòng)力總量、專利授權(quán)總量分別衡量國(guó)家自然資源、勞動(dòng)要素、技術(shù)要素，通過計(jì)算另外兩種要素同勞動(dòng)要素之比、資本勞動(dòng)比考察中國(guó)和拉美七國(guó)在2010—2019 年間生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)變化情況，借鑒余劍和谷克鑒（2005）的做法采用人均儲(chǔ)蓄衡量資本勞動(dòng)比，計(jì)算結(jié)果呈現(xiàn)于圖2。下面結(jié)合圖2 進(jìn)行分析，從其他三種要素同勞動(dòng)力數(shù)量相比的要素結(jié)構(gòu)來看，中國(guó)和拉美七國(guó)要素稟賦存在較大差異；十年間中國(guó)土地勞動(dòng)比始終低于拉美七國(guó)；10 年間中國(guó)技術(shù)勞動(dòng)比呈上升趨勢(shì)、近年來增勢(shì)平穩(wěn)，且始終高于拉美七國(guó)，與拉美七國(guó)差距較大；2010—2019 年中國(guó)和拉美七國(guó)中資本勞動(dòng)比總體呈上升走勢(shì)的有中國(guó)和巴拿馬，智利資本勞動(dòng)比前期高于中國(guó)，但在2013 年開始下降，被中國(guó)反超，后期則動(dòng)態(tài)變化不大，巴拿馬資本勞動(dòng)比前期低于中國(guó)，后反超中國(guó)，但始終未同中國(guó)拉開較大差距，十年間中國(guó)資本勞動(dòng)比始終位于墨西哥、巴西、哥倫比亞、秘魯和阿根廷之上，且差距總體呈擴(kuò)大趨勢(shì)；綜合來看，2010—2019 年中國(guó)的生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)在不斷調(diào)整優(yōu)化?？纱笾峦茢嘀袊?guó)相較于拉美七國(guó)在技術(shù)密集型產(chǎn)品生產(chǎn)中應(yīng)具備比較優(yōu)勢(shì)，拉美七國(guó)相較于中國(guó)在資源密集型產(chǎn)品生產(chǎn)中應(yīng)具備比較優(yōu)勢(shì)，中國(guó)相較于部分拉美國(guó)家（如墨西哥、巴西等）在資本密集型產(chǎn)品生產(chǎn)中應(yīng)具備比較優(yōu)勢(shì)。這一推斷與中拉制成品出口結(jié)構(gòu)乃至進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀相互印證。

圖2 2010—2019 年中國(guó)和拉美七國(guó)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)

四、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

（一）擴(kuò)展引力模型構(gòu)建

參考張春宇等（2017）49-56、孫玉紅等（2021）66-67、周沖和周東陽（2020），本文基于貿(mào)易引力模型設(shè)定如下實(shí)證分析模型：

其中：i、j分別代表中國(guó)和拉美國(guó)家；t代表年份；基于出口總量視角作實(shí)證分析時(shí)，EXijt代表t年中國(guó)對(duì)j國(guó)貨物出口貿(mào)易總額；基于出口產(chǎn)品技術(shù)分類視角進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，EXijt則表示t年中國(guó)對(duì)j國(guó)各類制成品出口貿(mào)易額；GDPjt代表j國(guó)t年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）；借鑒Orefice 和Rocha（2014）衡量?jī)蓢?guó)要素稟賦差異所用指標(biāo)，令GDP_BFCY= |ln(PCGDPit)-ln(PCGDPjt)|，其中PCGDPit、PCGDPjt分別代表t年中國(guó)和拉美j國(guó)人均GDP；MFit代表中國(guó)在t年的貨幣自由度，衡量?jī)r(jià)格穩(wěn)定性及對(duì)價(jià)格的控制程度；FTAijt反映中國(guó)同j國(guó)在t年自由貿(mào)易協(xié)定生效情況，為簡(jiǎn)化分析同時(shí)能將自貿(mào)協(xié)定升級(jí)考慮在內(nèi)，做以下設(shè)定：如果協(xié)定生效取值為1，如果是升級(jí)議定書生效取值為2，未簽署協(xié)定或協(xié)定簽署未生效取值為0；FTAijt ×lnMFit簡(jiǎn)稱為自貿(mào)協(xié)定生效情況與中國(guó)貨幣自由度的乘積交互項(xiàng)，將該指標(biāo)納入模型中，是因?yàn)榭紤]到中國(guó)物價(jià)穩(wěn)定對(duì)中國(guó)出口至拉美國(guó)家的促進(jìn)作用會(huì)通過自貿(mào)協(xié)定的實(shí)施進(jìn)一步加強(qiáng)，即自貿(mào)協(xié)定生效情況對(duì)中國(guó)貨幣自由度同中國(guó)向拉美國(guó)家出口的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；OFDIjt為t年中國(guó)對(duì)j國(guó)直接投資存量在中國(guó)GDP 中所占比重，反映中國(guó)對(duì)j國(guó)對(duì)外直接投資水平；uj代表個(gè)體固定效應(yīng)，用來捕捉異質(zhì)性，描述拉美進(jìn)口國(guó)不隨時(shí)間變化的因素對(duì)自中國(guó)進(jìn)口額的影響，即不同拉美進(jìn)口國(guó)擁有不同的截距項(xiàng)；εijt代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，獨(dú)立同分布且與uj不相關(guān)。由于樣本國(guó)家集中在拉美區(qū)域，同我國(guó)地理距離差異性較小。因此模型構(gòu)建中未考慮該因素。

（二）使用數(shù)據(jù)說明

基于模型實(shí)證分析所需數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2019 年拉美國(guó)家自中國(guó)貨物進(jìn)口排在前22 位的國(guó)家（據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)）中的16 個(gè)國(guó)家（阿根廷、玻利維亞、巴西、智利、哥倫比亞、哥斯達(dá)黎加、古巴、多米尼加、厄瓜多爾、牙買加、墨西哥、巴拿馬、秘魯、特立尼達(dá)和多巴哥、烏拉圭和委內(nèi)瑞拉）2010—2019 年的數(shù)據(jù)納入回歸分析樣本中，最終得到觀測(cè)值為160 的面板數(shù)據(jù)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，樣本期間內(nèi)中國(guó)對(duì)這十六國(guó)貨物出口額占中國(guó)對(duì)拉丁美洲貨物出口總額均超過92%，可以較好地代表中國(guó)對(duì)拉美出口特征。

實(shí)證分析貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自UN Comtrade database，解釋變量相關(guān)說明見表3。模型回歸前需將數(shù)據(jù)中的名義值轉(zhuǎn)換為實(shí)際值，以剔除價(jià)格因素的影響，模型中涉及的GDP 和人均GDP 數(shù)據(jù)均為基期是2015 年的實(shí)際值，貿(mào)易額和對(duì)外直接投資存量原始數(shù)據(jù)均以現(xiàn)價(jià)美元度量，取國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1978=100，即1978 年該指數(shù)取值為100）和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1990=100，即1990 年該指數(shù)取值為100），借鑒英國(guó)工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的不同基期指數(shù)銜接方法（劉亮，2000），計(jì)算2015 年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，利用兩種價(jià)格指數(shù)分別獲取貿(mào)易額、對(duì)外直接投資存量實(shí)際值。

表3 解釋變量預(yù)期符號(hào)、數(shù)據(jù)來源及說明

五、基于出口總量視角的實(shí)證結(jié)果分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)

全文實(shí)證分析均使用stata16.0 軟件，解釋變量多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果見表4，解釋變量的方差膨脹因子VIF取值都在1 附近，平均膨脹因子為1.19，容許度1VIF較高，有的甚至接近于1，故回歸模型受多重共線性的影響較小。

表4 方差膨脹因子

（二）模型的選擇

對(duì)于模型（2），首先檢驗(yàn)是否存在uj，最小二乘虛擬變量模型（least square dummy variable model，LSDV）回歸結(jié)果顯示部分個(gè)體虛擬變量相應(yīng)的P值小于0.01，通過1%顯著性檢驗(yàn)，加入uj合理。選用固定效應(yīng)模型（FE 模型）還是隨機(jī)效應(yīng)模型（RE 模型）仍需檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)不適用于異方差情形，故參考Wooldridge（2010）和陳強(qiáng)（2014）作以下輔助回歸：

其中：Yijt代表被解釋變量，對(duì)時(shí)間求平均得到（下同）；Xijt代表解釋變量所組成向量；β、γ為待估參數(shù)向量；取自隨機(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果。該檢驗(yàn)原假設(shè)為γ=0，拒絕原假設(shè)即拒絕隨機(jī)效應(yīng)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，在1%顯著性水平拒絕原假設(shè)，故采用FE 模型對(duì)該樣本進(jìn)行估計(jì)是合理的。

（三）模型實(shí)證分析結(jié)果

回歸分析結(jié)果見表5，據(jù)表中第2 列，ρ=0.946，說明復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中個(gè)體效應(yīng)uj占據(jù)主導(dǎo)地位，進(jìn)一步驗(yàn)證使用FE 回歸的合理性，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值概率較小，表示模型整體擬合程度較好；拉美國(guó)家GDP 對(duì)中國(guó)出口產(chǎn)生正向影響，通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，固定其他因素，拉美國(guó)家GDP 增加1%帶來中國(guó)向拉美國(guó)家出口增加1.346%，表明拉美經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升對(duì)中國(guó)出口的拉動(dòng)作用較大；GDP_BFCY同中國(guó)向拉美國(guó)家出口額在5%顯著性水平呈正相關(guān)關(guān)系，中拉要素稟賦差異越大，中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)出口總量會(huì)增多，反映近年來中國(guó)對(duì)拉美出口增長(zhǎng)部分源于要素稟賦差異性。因此中拉貿(mào)易仍以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主；中國(guó)貨幣自由度同中國(guó)對(duì)拉美出口總量在1%顯著性水平呈高度正相關(guān)關(guān)系，彈性系數(shù)為3.288，該指標(biāo)衡量一國(guó)價(jià)格穩(wěn)定性及對(duì)價(jià)格的控制程度，中國(guó)的物價(jià)穩(wěn)定程度會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生較強(qiáng)的影響，而我國(guó)充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中決定性作用將會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生積極的促進(jìn)效果；自貿(mào)協(xié)定生效情況與中國(guó)貨幣自由度乘積交互項(xiàng)對(duì)中國(guó)向拉美出口的影響不顯著，未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，但回歸系數(shù)大于0，影響不顯著的原因可能是同中國(guó)簽署自貿(mào)協(xié)定的拉美國(guó)家數(shù)量較少，自貿(mào)協(xié)定覆蓋范圍有待擴(kuò)大，落實(shí)零關(guān)稅產(chǎn)品的過程是循序漸進(jìn)的并非一步到位，回歸結(jié)果表明當(dāng)前中國(guó)與拉美國(guó)家已生效的自由貿(mào)易協(xié)定所發(fā)揮的作用仍然有限，更加凸顯對(duì)協(xié)定實(shí)施情況適時(shí)評(píng)估、不斷完善自貿(mào)協(xié)定內(nèi)容、加快談判進(jìn)程的重要性；固定其他因素，中國(guó)對(duì)拉美的對(duì)外直接投資水平每增加1%將顯著帶來中國(guó)向拉美出口額增加0.049%，帶動(dòng)作用較小，可能同中國(guó)對(duì)研究樣本中的拉美國(guó)家直接投資額較小有關(guān)，據(jù)《2019 年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2019 年末中國(guó)對(duì)樣本中拉美國(guó)家直接投資存量共172.3 億美元，占我國(guó)對(duì)外直接投資存量0.78%。

為考察估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，RE 回歸結(jié)果也在表5中列出，此外采用t年中國(guó)對(duì)拉美j國(guó)對(duì)外直接投資存量（OFDICjt）（數(shù)據(jù)來源見表3）替換OFDIjt進(jìn)一步考察估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性情況。觀察表5 的第2 和第3 列，解釋變量系數(shù)估計(jì)結(jié)果的符號(hào)一致且均符合預(yù)期，除FTAijt ×lnMFit之外其余解釋變量在5%顯著性水平上均統(tǒng)計(jì)顯著；接下來對(duì)比解釋變量lnOFDIjt更換為lnOFDICjt之后的回歸結(jié)果變化情況，解釋變量系數(shù)估計(jì)值變動(dòng)很小，顯著性大致相同，模型估計(jì)有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

表5 中拉基于出口總量的回歸結(jié)果

六、基于出口產(chǎn)品技術(shù)分類視角的實(shí)證結(jié)果分析

（一）模型的選擇

各影響因素對(duì)不同技術(shù)水平產(chǎn)品出口的作用效果可能存在差異，故下面將深入探析中國(guó)對(duì)拉美不同技術(shù)水平制造業(yè)產(chǎn)品——資源密集型、低技術(shù)、中等技術(shù)和高技術(shù)制成品——出口的主要影響因素。首先須明確選擇混合回歸、FE、RE 三種模型中的哪種更加合適，檢驗(yàn)方法同上，結(jié)果見表6，據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果實(shí)證研究資源密集型制成品出口影響因素選用RE 模型、研究另外三類制成品出口影響因素選用FE 模型。

表6 各類制成品出口模型檢驗(yàn)結(jié)果

（二）模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

為考察估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性，將FE 和RE 回歸結(jié)果在表7 和表8 中全部列出。據(jù)RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）回歸結(jié)果（即表7 中第三列、第四列和表8 中第二列、第四列，下同），ρ都超過0.94，說明復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中uj占據(jù)主導(dǎo)地位，更加印證加入uj回歸的合理性，χ2或F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值概率都很小，表示模型整體擬合程度均較好。下面對(duì)RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）模型實(shí)證結(jié)果做深入對(duì)比分析。

對(duì)于不同技術(shù)水平的出口產(chǎn)品，拉美國(guó)家GDP 的增加和中國(guó)貨幣自由度的提高均能顯著拉動(dòng)中國(guó)對(duì)拉美出口增長(zhǎng)。拉美GDP 對(duì)中國(guó)向拉美出口高技術(shù)制成品影響的彈性系數(shù)最高，中等技術(shù)制成品緊隨其后，中國(guó)的貨幣自由度對(duì)中國(guó)向拉美出口低技術(shù)制成品影響的彈性系數(shù)最高，表明拉美地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的國(guó)家更傾向于多進(jìn)口包含高技能的復(fù)雜技術(shù)制成品，而物價(jià)穩(wěn)定對(duì)于我國(guó)對(duì)拉美的低技術(shù)制成品出口而言更為重要，這可能同低技術(shù)制成品技術(shù)含量較低，易于學(xué)習(xí)和生產(chǎn)，競(jìng)爭(zhēng)方式主要依賴價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)有關(guān)，并且我國(guó)低技術(shù)制造業(yè)存在設(shè)計(jì)、品牌運(yùn)營(yíng)和營(yíng)銷管理上的不足（段敏芳和左爽，2021），致使價(jià)格因素對(duì)中國(guó)低技術(shù)制成品出口的影響作用相較于其他類別制成品更大。

中拉要素稟賦差異對(duì)資源密集型、中等技術(shù)制成品出口正向影響不顯著，對(duì)低技術(shù)、高技術(shù)制成品出口正向影響分別通過5%、10%的顯著性檢驗(yàn)。拉美地區(qū)自然資源豐富，對(duì)我國(guó)出口主要集中在初級(jí)產(chǎn)品和資源密集型制成品，中國(guó)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)逐漸調(diào)整優(yōu)化、技術(shù)水平不斷提升，拉美自我國(guó)進(jìn)口主要集中在工業(yè)制成品，而且自我國(guó)進(jìn)口中資源密集型制成品占比較低，中拉要素稟賦較大的差異性使中拉貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出單一性；拉美眾多國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力向資源密集型產(chǎn)品發(fā)展，2015 年拉美十八國(guó)資源密集型、中等技術(shù)制成品出口占總出口比重分別為19.18%、30.11%（孔帥等，2019）121，124，許多拉美國(guó)家的生產(chǎn)集中在初級(jí)產(chǎn)品、資源密集型產(chǎn)品和中等技術(shù)制成品領(lǐng)域，這可能是中拉要素稟賦差異對(duì)這兩種產(chǎn)品出口作用效果不顯著的主要原因，同時(shí)也是拉美對(duì)我國(guó)資源密集型和中等技術(shù)制造業(yè)依賴度較低的重要原因。

FTAijt與lnMFit乘積的交互項(xiàng)同中國(guó)對(duì)拉美的資源密集型制成品出口在5%顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系，同其他類型產(chǎn)品出口正相關(guān)關(guān)系均不顯著，這使得此乘積交互項(xiàng)對(duì)中國(guó)向拉美國(guó)家出口總規(guī)模的影響不顯著。結(jié)果表明中國(guó)物價(jià)穩(wěn)定對(duì)資源密集型制成品出口至拉美國(guó)家的促進(jìn)作用會(huì)通過自由貿(mào)易協(xié)定的實(shí)施進(jìn)一步加強(qiáng)。據(jù)中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)，中哥自貿(mào)協(xié)定2011 年生效后產(chǎn)品立即降至零關(guān)稅的占哥斯達(dá)黎加總稅目的62.9%，哥方五年、十年和十五年內(nèi)降至零關(guān)稅產(chǎn)品占比分別為4%、21.5%和2.5%，保持最惠國(guó)關(guān)稅的占比8.9%，查閱《中國(guó)-哥斯達(dá)黎加自由貿(mào)易協(xié)定》附件中的哥方關(guān)稅減讓表發(fā)現(xiàn)，五年、十年和十五年內(nèi)降至零關(guān)稅的產(chǎn)品中低技術(shù)、中等技術(shù)、高技術(shù)制成品居多；中秘自貿(mào)協(xié)定生效后秘方五年和十年內(nèi)降至零關(guān)稅產(chǎn)品在秘魯總稅目中占比分別為12.94%和14.35%，不做關(guān)稅減讓的占8.05%；截至2015 年1 月1 日，中智自貿(mào)協(xié)定貨物貿(mào)易的降稅進(jìn)程已完成。許多低技術(shù)、中等技術(shù)、高技術(shù)制成品并非是在自由貿(mào)易協(xié)定生效后立即采取零關(guān)稅而是分階段降低關(guān)稅，保障出口市場(chǎng)不受到猛烈沖擊，并且同中國(guó)簽署自貿(mào)協(xié)定的拉美國(guó)家數(shù)量仍然較少，這可能是FTAijt和lnMFit乘積交互項(xiàng)與這三類產(chǎn)品出口正相關(guān)關(guān)系均不顯著的主要原因。

對(duì)于四類制成品出口，中國(guó)向拉美國(guó)家對(duì)外直接投資水平均產(chǎn)生正向影響，但對(duì)資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。下面對(duì)該結(jié)果做出解釋，研究樣本中的拉美國(guó)家礦產(chǎn)資源豐富，一些國(guó)家或林業(yè)資源、或水資源、漁業(yè)資源、或土地資源等其他自然資源豐富，吸引大量外資流入，中國(guó)對(duì)拉美直接投資涵蓋農(nóng)業(yè)、采礦業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施、能源開發(fā)、制造業(yè)、金融等領(lǐng)域。墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬和阿根廷相較于中國(guó)在資源密集型產(chǎn)品生產(chǎn)中具備比較優(yōu)勢(shì)，總體而言相較于部分拉美國(guó)家，我國(guó)在資本密集型產(chǎn)業(yè)、復(fù)雜技術(shù)制造業(yè)具備比較優(yōu)勢(shì)，據(jù)Kojima 互補(bǔ)效應(yīng)模型拓展，國(guó)際直接投資既是貨幣資本轉(zhuǎn)移也是技術(shù)、知識(shí)資本等轉(zhuǎn)移，母國(guó)借對(duì)外直接投資轉(zhuǎn)移比較劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)，投資東道國(guó)比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，資本溢出效應(yīng)和技術(shù)擴(kuò)散使東道國(guó)比較優(yōu)勢(shì)和比較劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)受益擴(kuò)張，最終帶來貿(mào)易額上升（康振宇，2017）。中國(guó)主要對(duì)拉美地區(qū)國(guó)家具備比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)（如能源開發(fā)等）進(jìn)行投資，提高了當(dāng)?shù)乇容^優(yōu)勢(shì)部門產(chǎn)能，同時(shí)也會(huì)令當(dāng)?shù)乇容^劣勢(shì)部門獲得擴(kuò)張，中國(guó)將一些比較劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出去，釋放的生產(chǎn)要素便有機(jī)會(huì)流向比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，如資本密集型產(chǎn)業(yè)、復(fù)雜技術(shù)制造業(yè)，比較優(yōu)勢(shì)部門生產(chǎn)能力得以提升，從而增加對(duì)拉美國(guó)家出口規(guī)模。因此中國(guó)向拉美國(guó)家直接投資水平對(duì)資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。

觀察表7 和表8，中國(guó)對(duì)拉美不同技術(shù)產(chǎn)品類別制成品出口的解釋變量系數(shù)估計(jì)值符號(hào)一致且均符合預(yù)期，F(xiàn)E、RE 兩種模型系數(shù)估計(jì)值相差較小，模型估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

表7 中拉簡(jiǎn)單技術(shù)制成品出口回歸結(jié)果

表8 中拉復(fù)雜技術(shù)制成品出口回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

同樣將OFDIjt替換為OFDICjt做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果列于表9，對(duì)比前文RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）模型回歸結(jié)果，四類制成品出口模型的解釋變量系數(shù)估計(jì)值符號(hào)均未發(fā)生變化、大小無較大變動(dòng)，顯著性情況基本無明顯改變；橫向比較來看，解釋變量系數(shù)估計(jì)值相對(duì)大小未發(fā)生轉(zhuǎn)變。故模型估計(jì)結(jié)果具備較強(qiáng)穩(wěn)健性，回歸結(jié)果較為可靠。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

七、結(jié)論及建議

經(jīng)過出口密集度等指標(biāo)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，總體來看，2010—2019 年拉美自中國(guó)進(jìn)口中資源密集型制成品占比較低；拉美對(duì)我國(guó)資源密集型和中等技術(shù)制造業(yè)依賴度較低，前者較后者更低，整體來看拉美對(duì)我國(guó)低技術(shù)和高技術(shù)制造業(yè)依賴度較高，中國(guó)低技術(shù)制造業(yè)較其他三類制造業(yè)對(duì)巴西、智利、哥倫比亞、秘魯市場(chǎng)滲透能力更強(qiáng)。從自然資源、資本、技術(shù)三種要素同勞動(dòng)力數(shù)量相比的要素結(jié)構(gòu)來看，中國(guó)同墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬、阿根廷七國(guó)要素稟賦存在較大差異。之后通過構(gòu)建擴(kuò)展引力模型對(duì)這十年間中國(guó)與拉美十六國(guó)的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行回歸分析，分別基于總量視角和結(jié)構(gòu)視角探析中國(guó)對(duì)拉美出口的主要影響因素，最終得出以下主要結(jié)論：

拉美國(guó)家GDP、中拉要素稟賦差異、中國(guó)貨幣自由度、中國(guó)對(duì)拉美直接投資水平均對(duì)中國(guó)向拉美地區(qū)出口產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，自貿(mào)協(xié)定生效情況與中國(guó)貨幣自由度的乘積交互項(xiàng)對(duì)中國(guó)向拉美出口的影響不顯著。

拉美國(guó)家GDP 的增加和中國(guó)貨幣自由度的提升均能顯著拉動(dòng)中國(guó)對(duì)拉美不同技術(shù)水平制成品出口的增長(zhǎng)，拉美地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的國(guó)家更傾向于多進(jìn)口包含高技能的復(fù)雜技術(shù)制成品，而物價(jià)穩(wěn)定對(duì)我國(guó)向拉美出口低技術(shù)制成品更為重要；中拉要素稟賦差異對(duì)資源密集型和中等技術(shù)制成品出口的正向影響不顯著，對(duì)低技術(shù)和高技術(shù)制成品出口的正向影響通過10%的顯著性檢驗(yàn)；中國(guó)物價(jià)穩(wěn)定對(duì)資源密集型制成品出口至拉美國(guó)家的促進(jìn)作用會(huì)通過自貿(mào)協(xié)定的實(shí)施進(jìn)一步加強(qiáng)；對(duì)于四類制成品出口，中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家的直接投資水平均產(chǎn)生正向影響，但對(duì)資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。

在我國(guó)加快構(gòu)建國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局及“一帶一路”建設(shè)已經(jīng)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段背景下，為實(shí)現(xiàn)中拉出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)，促進(jìn)拉美地區(qū)經(jīng)濟(jì)更快發(fā)展，提出以下對(duì)策建議：

第一，對(duì)于我國(guó)的資源密集型產(chǎn)品制造業(yè)，可適當(dāng)?shù)貙⒁徊糠稚a(chǎn)轉(zhuǎn)移至在此類制造業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)或潛在比較優(yōu)勢(shì)的拉美國(guó)家。在低技術(shù)制造業(yè)著力打造中國(guó)的品牌優(yōu)勢(shì)，注重產(chǎn)品質(zhì)量，改善營(yíng)銷管理模式，努力向產(chǎn)品價(jià)值鏈上游轉(zhuǎn)移。政府可以通過產(chǎn)業(yè)政策、貿(mào)易政策等對(duì)相應(yīng)制造業(yè)企業(yè)提供支持和引導(dǎo)。此外投資拉美地區(qū)的中國(guó)企業(yè)應(yīng)嚴(yán)格遵守當(dāng)?shù)赜嘘P(guān)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)則，如勞工標(biāo)準(zhǔn)、環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)效益的同時(shí)關(guān)注對(duì)當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)影響，重視為當(dāng)?shù)貛砭蜆I(yè)機(jī)會(huì)、保護(hù)當(dāng)?shù)丨h(huán)境、提升企業(yè)透明度等。

第二，以共建“一帶一路”為契機(jī)，在增強(qiáng)中拉基礎(chǔ)設(shè)施等領(lǐng)域互聯(lián)互通的同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)中拉電子商務(wù)領(lǐng)域的合作，企業(yè)可以選擇搭建合適的跨境電子商務(wù)平臺(tái)、不斷完善商品供應(yīng)系統(tǒng)，了解并滿足消費(fèi)者的個(gè)性化、多樣化需求。

第三，積極加快中國(guó)-巴拿馬自由貿(mào)易區(qū)、中國(guó)-秘魯自貿(mào)協(xié)定升級(jí)談判進(jìn)程，爭(zhēng)取早日取得實(shí)質(zhì)性進(jìn)展、圓滿完成談判進(jìn)程，正在研究中的中國(guó)-哥倫比亞自由貿(mào)易區(qū)爭(zhēng)取早日啟動(dòng)談判進(jìn)程，對(duì)已生效的中-秘自由貿(mào)易協(xié)定、中-哥自由貿(mào)易協(xié)定和中-智自貿(mào)區(qū)升級(jí)協(xié)定的實(shí)施情況進(jìn)行觀察和評(píng)估，并不斷改善和優(yōu)化，逐步拓展拉美市場(chǎng)。

第四，中國(guó)從事對(duì)拉出口的企業(yè)應(yīng)充分利用好自貿(mào)協(xié)定中各項(xiàng)優(yōu)惠措施，最大限度降低出口成本，在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)更加有利位置，同時(shí)應(yīng)加大創(chuàng)新研發(fā)力度，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研深度融合，重視培育高級(jí)要素，生產(chǎn)出更多具備高附加值的產(chǎn)品，提高產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)水平。推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、人工智能、大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等同實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合，創(chuàng)新生產(chǎn)模式，從而形成更加穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)格局，實(shí)現(xiàn)出口產(chǎn)品種類多樣化、出口市場(chǎng)多元化、出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)化。