趙振宇，楊 詣

(寧夏大學 經(jīng)濟管理學院，寧夏 銀川 750021)

“一帶一路”倡議不僅是新時代背景下我國對外開放的新戰(zhàn)略，也是對經(jīng)濟全球化背景下世界各國的經(jīng)濟合作與發(fā)展給出的中國方案。2013年9月，習近平主席在出訪哈薩克斯坦時首次提出了“一帶一路”倡議，至今已經(jīng)進入了第9個年頭。2022年的政府工作報告中多次提到共建“一帶一路”，再次傳遞出中國堅定不移推動“一帶一路”建設的決心。但隨著“一帶一路”倡議的深入開展，“中國威脅論”的聲音不斷涌現(xiàn)，在“一帶一路”的推進過程中也始終夾雜著一些質(zhì)疑和反對的聲音，對倡議的疑慮和不信任已經(jīng)成為當前“一帶一路”建設的主要障礙，對這些問題的正面回應將在很大程度上制約并影響“一帶一路”倡議的進程。但如果有證據(jù)能夠說明“一帶一路”倡議的實施對沿線國家經(jīng)濟發(fā)展水平的提高確實起到了卓有成效的作用，將進一步美化“一帶一路”倡議在沿線民眾心中的形象，獲得沿線民眾的支持和對中國的好感。那么，倡議對沿線國家經(jīng)濟社會的進步是否起到了正向的促進作用？如果促進作用存在，那么會在何時顯現(xiàn)？對什么樣的國家促進效果更加明顯？這一系列問題亟待回答，同時這些回答也能夠成為駁斥“中國威脅論”和外界質(zhì)疑的有力武器。

但遺憾的是，對于“一帶一路”倡議的效果，現(xiàn)有的研究更多是從中國的角度對“一帶一路”倡議的效果做出了檢驗，從沿線國家角度對倡議效果進行分析的文獻并不多，少有的研究也未能深入分析這種影響的異質(zhì)性。本文從沿線國家的視角出發(fā)，使用準自然實驗的方法探究“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響，并進一步分析影響的動態(tài)性和異質(zhì)性，以期為倡議的行穩(wěn)致遠提出政策建議和智力支持。

一、文獻述評

與本文相關的研究主要有兩個方面。

首先是關于“一帶一路”倡議對沿線國家影響的研究。已有研究回顧了倡議提出以來取得的成果，并展望了倡議的未來，通過列舉典型的成功項目，說明倡議本身對沿線國家的經(jīng)濟社會發(fā)展具有正向的影響[1]；也有學者分別從“一帶一路”倡議對沿線國家GDP和人均GDP的影響以及對沿線各國中國投資存量的影響做了研究，發(fā)現(xiàn)倡議顯著促進了沿線國家GDP的增長且有利于沿線地區(qū)吸收中國投資，但對人均GDP增長的促進作用并不明顯[2-3]。以上研究從不同的角度分析了“一帶一路”倡議對沿線國家的影響，在一定程度上對國際社會上的質(zhì)疑給出了解答，但這些分析有待更深一步研究。一方面，定性分析具有一定局限性，僅列舉成功案例說明倡議帶來的效果說明力度難免有限。另一方面，現(xiàn)有研究所選用的被解釋變量一般為GDP等經(jīng)濟指標，單用這些指標來衡量倡議對一國的經(jīng)濟社會發(fā)展水平的影響并不全面，只能說明社會經(jīng)濟總量的提升而不能說明經(jīng)濟效率的提高，不能有力回答“一帶一路”倡議是否真正促進了沿線國家經(jīng)濟的協(xié)調(diào)、穩(wěn)定發(fā)展。

其次是中國投資、對中貿(mào)易等對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響研究。從沿線國家的視角出發(fā)，部分研究考察了中國OFDI對“一帶一路”沿線國家的全要素生產(chǎn)率的和居民幸福感的影響，并證實中國OFDI對沿線國家的全要素生產(chǎn)率起到了促進作用，且提高了沿線國家居民的個人收入和當?shù)鼐用竦男腋８衃4-5]；此外，中國OFDI對“一帶一路”沿線國家的全球價值鏈地位提升也有顯著的積極的影響[6]；也有學者對貿(mào)易便利度和FDI對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響展開分析，發(fā)現(xiàn)進口比出口對全要素生產(chǎn)率的促進作用更大[7]。但這些研究的解釋變量并非倡議本身，而是投資或貿(mào)易。然而，“一帶一路”倡議中不僅包含對外投資、貿(mào)易，還有文化、基礎設施建設等多個領域的合作，如僅以投資或貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響推論出“一帶一路”倡議的效果，容易產(chǎn)生以偏概全的誤讀。所以，單以倡議作為解釋變量分析“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響是有必要的，但目前尚未有“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率影響的研究，這為本文的研究提供了可能的突破點。

鑒于此方面研究的不足，本文將對“一帶一路”倡議前后沿線國家的全要素生產(chǎn)率進行測算，并采用準實驗的方法來驗證倡議是否提升了沿線國家的全要素生產(chǎn)率，如果提升，其動態(tài)效果怎樣，對不同類型國家的影響是否會有所差異等一系列問題。這一研究不僅有利于回應“中國威脅論”等反對和質(zhì)疑的聲音，也可以為“一帶一路”倡議在未來的發(fā)展提供建議。

本文的創(chuàng)新性在于以下三個方面：第一，研究視角另辟蹊徑。從沿線國家的角度出發(fā)，考察倡議對沿線各國的影響。第二，研究內(nèi)容與眾不同。研究“一帶一路”倡議對沿線各國全要素生產(chǎn)率的影響，既克服了僅以GDP等作為被解釋變量研究倡議效果的局限，又解決了以貿(mào)易、投資等作為解釋變量的片面性。第三，研究方法說明力度更強。本文的研究方法為準自然實驗，可以有效反駁國外對“一帶一路”倡議效果的質(zhì)疑聲音。

二、理論分析與研究假設

(一)“一帶一路”能否提高沿線國家的全要素生產(chǎn)率

全要素生產(chǎn)率指考慮一個決策單元的各種投入和產(chǎn)出變量之后的生產(chǎn)效率，是測度經(jīng)濟增長質(zhì)量的重要指標。全要素生產(chǎn)率的提高離不開技術進步，一國的技術進步不僅受到自身水平的影響，還受到外部環(huán)境的作用?！耙粠б宦贰背h可以通過投資、貿(mào)易及基礎設施改善等手段促進沿線國家的技術進步，從而帶動沿線國家全要素生產(chǎn)率的提高。且從倡議出臺以來，我國就一直倡議共建“綠色絲綢之路”，相比促進沿線國家的經(jīng)濟增長更重視其發(fā)展質(zhì)量的提升?；谝陨戏治?，提出假設1。

假設1：“一帶一路”倡議提高了沿線國家全要素生產(chǎn)率。

(二)“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率影響的動態(tài)性分析

一方面，“一帶一路”倡議提出以來，并不是所有國家都在同一時點加入，因此，在倡議的影響上可能存在時序異質(zhì)性。另一方面，在“一帶一路”沿線國家的投資和基礎設施建設中，很多項目投資周期長，與沿線國家政府及企業(yè)的溝通耗時較久，所以倡議的效果可能不能立刻顯露。再加上政策力度在不同年份的貫徹程度相異，倡議在不同年份的影響效果可能會有所區(qū)別，故提出假設2。

假設2：“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響是動態(tài)的。

(三)“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性分析

“一帶一路”倡議橫跨亞歐大陸，沿線各國基本國情不同，發(fā)展水平各異，各國之間對“一帶一路”倡議的接受程度也有所差異?！耙粠б宦贰背h對發(fā)達國家的影響可能更大，沿線各國對中國先進技術的吸收可能具有門檻效應，發(fā)達國家的基礎條件較好，技術發(fā)達，設施完善，更容易吸收中國帶來的先進技術，而發(fā)展中國家各方面條件不足，對先進生產(chǎn)力的學習水平有限，難以消化，故本文提出假設3。

假設3：“一帶一路”倡議對中高收入國家全要素生產(chǎn)率的影響高于低收入國家。

三、實證方法和數(shù)據(jù)

(一)模型構(gòu)建

“一帶一路”倡議的實施可以被視為一項準自然實驗，政策實施后，必然會產(chǎn)生一定的政策影響，而雙重差分 (DID)模型通常被用來設計實驗從而評價政策效果?？梢园选耙粠б宦贰背h的參與國視為實驗組，未參與“一帶一路”倡議的國家視為對照組，從而考察倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響。通過STATA軟件計算出2003—2018年的全要素生產(chǎn)率，并設置分組虛擬變量treati和時間虛擬變量postt，把實驗對象分為四個子樣本，本研究的模型如下：

TFPit=σ+δtreati×postt+θXit+φi+μt+εit

(1)

其中，下標i表示國別，t表示年份，TFP為被解釋變量全要素生產(chǎn)率。treati為虛擬分組變量，當該國為參與國時，treati=1，反之為0；postt為時間虛擬變量，當時間為政策實施時間2013年之后時，postt=1，反之為0；treati×postt為本文主要關注的差分估計量，其系數(shù)δ反映的是政策實施的凈效應。如果δ大于0，則說明“一帶一路”倡議提高了沿線國家的全要素生產(chǎn)率，Xit為控制變量，φi為國家固定效應，μt為年份固定效應，εit為擾動項。

(二)變量說明

被解變量為全要素生產(chǎn)率，采用曼奎斯特指數(shù) (Malmquist Productivity Analysis Index)對2003—2018年樣本國家的全要素生產(chǎn)率進行測算。在投入變量的選擇上，選取平減后的GDP作為產(chǎn)出變量，選取勞動和資本投入為投入變量。此外，在進行全要素生產(chǎn)率的計算中，學者們對是否加入能源投入意見不一。一部分學者認為在核算增加值的過程中，中間消耗的部分已經(jīng)被剔除掉，所以不必加入能源投入變量；也有學者則認為能源是重要的生產(chǎn)要素，在測算全要素生產(chǎn)率時，應該考慮到能源投入等對經(jīng)濟技術發(fā)展的影響[8]。基于此考慮，本文將分別測算加入能源投入的全要素生產(chǎn)率 (TFP1)和不加入能源投入所得到的全要素生產(chǎn)率 (TFP2)。

解釋變量為政策交互項，其他變量及數(shù)據(jù)來源見表1。因為投入和產(chǎn)出是構(gòu)成全要素生產(chǎn)率的兩個方面。

表1 變量說明

主要指標描述性統(tǒng)計如表2。其中第 (1)列匯報了各變量在全樣本中的統(tǒng)計特征， (2)列和 (3)列則分別是各變量在非“一帶一路”沿線國家和“一帶一路”沿線國家的均值， (4)列匯報了二者之間的t檢驗。由以上描述性統(tǒng)計可以看出，不加入能源投入的全要素生產(chǎn)率TFP1和加入能源投入所得出的全要素生產(chǎn)率TFP2是有一定差距的，非沿線國家TFP1的均值比沿線國家高，t檢驗在10%的水平上顯著。而非沿線國家的TFP2均值則低于沿線國家的TFP2，但t檢驗結(jié)果并不顯著，說明有必要對兩種TFP分別進行討論。且“一帶一路”倡議的沿線國家多為發(fā)展中國家，整體TFP水平會低于發(fā)達國家，僅從描述性統(tǒng)計便得出結(jié)論可能存在偏差，故下文將分別對兩種方法測算的TFP進行回歸分析。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準回歸

在本部分，將考察“一帶一路”倡議實施對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響。即使用模型 (1)的設定檢驗“一帶一路”倡議對沿線國家TFP的影響，并觀察其處理效應。得到的結(jié)果如表3。

表3 倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響 (DID回歸結(jié)果)

上表的 (1)列和 (2)列匯報了未加入其他控制變量時的回歸結(jié)果， (3)列和 (4)列加入了其余控制變量，因為在有些年份，中國在某國對外投資存量數(shù)據(jù)為空，所以加入控制變量對外投資存量后，樣本數(shù)從1488減少到1472。從 (1)列和 (3)列的回歸結(jié)果可以看出，當被解釋變量為未加入能源消耗計算得到的全要素生產(chǎn)率TFP1時，“一帶一路”倡議有效地提高了沿線國家全要素生產(chǎn)率，且在加入控制變量后更加顯著。從 (2)列和 (4)列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當被解釋變量為加入能源消耗計算得到的全要素生產(chǎn)率TFP2時，交互項回歸treat×post系數(shù)為正，加入控制變量后，回歸結(jié)果在10%的置信水平上顯著，說明即使考慮能源投入，“一帶一路”倡議也提高了沿線國家的全要素生產(chǎn)率，這驗證了假設1。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.PSM-DID回歸

考慮到實驗組的“一帶一路”沿線國家多為發(fā)展中國家，而控制組國家中有許多發(fā)達國家，實驗組與控制組的各國之間可能存在差異，很多時候單純的雙重差分 (DID)方法不能滿足離散事件模型的共同趨勢假設，從而導致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。故進一步使用傾向得分匹配 (PSM)方法來糾正DID方法在樣本選擇中的問題。傾向得分匹配雙重差分 (PSM-DID)方法的核心是在實驗組和對照組之間找到盡可能相似的樣本，這意味著兩個國家的整體趨勢盡可能相似 (Xi=Xj)。作為一個開放性的倡議，世界上所有國家都可以加入，那么國家i和國家j參與“一帶一路”倡議的可能性相同。所以，使用PSM-DID方法可以解決DID模型中的實驗組和對照組在受到“一帶一路”倡議影響之前并不完全具備共同的趨勢而導致的樣本選擇問題。具體步驟如下。

(2)

使用各國GDP及專利數(shù)作為傾向得分的協(xié)變量，采用一對一最近鄰匹配得出匹配結(jié)果，并刪除沒有匹配對象的樣本，重新對TFP1和TFP2分別進行回歸，回歸結(jié)果如表4。

表4 倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響 (PSM-DID回歸結(jié)果)

可以發(fā)現(xiàn)，當被解釋變量為TFP1時，加入控制變量的情況下，政策交互項treat×post的系數(shù)由基準回歸的0.0249增加到0.0254，倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的提高的效果變大。其次，當被解釋變量為TFP2時，政策交互項treat×post在顯著性水平不變的情況下，系數(shù)也變大，說明在控制了樣本選擇性問題后，倡議對提高沿線國家全要素生產(chǎn)率的水平影響更加大。但總體而言系數(shù)變化幅度較小且影響方向一致，所以以上實證結(jié)果證明基準回歸是有效的，不管是否考慮能源投入，“一帶一路”倡議都有利于參與國全要素生產(chǎn)率的提高。

2.更換被解釋變量

將全要素生產(chǎn)率替換為Penn World表中提供的兩種統(tǒng)計口徑得到的各國TFP (RTFP和CTFP)，其中RTFP是以2011年TFP水平為基準的縱向可比數(shù)據(jù)，CTFP則是以美國的全要素生產(chǎn)率為參照的橫向可比數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果如表5。將替換后的兩個變量重新進行回歸發(fā)現(xiàn)，如果以CTFP為參照，在不加入控制變量的情況下，“一帶一路”倡議仍然在1%的顯著性水平上促進了各國TFP的發(fā)展，且系數(shù)高于之前計算的TFP1和TFP2。在加入了控制變量后，顯著性水平有所下降，但仍然在5%的水平上顯著。當以RTFP作為參照時，系數(shù)并不顯著。總體結(jié)果顯示，在加入控制變量的情況下，從縱向?qū)Ρ葋砜矗耙粠б宦贰背h對沿線國家全要素生產(chǎn)率的提高效果并不顯著，但從橫向比較來講，結(jié)果在5%水平上顯著，說明“一帶一路”倡議提高了沿線國家全要素生產(chǎn)率。

表5 倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響 (更換被解釋變量)

3.斷點回歸

斷點回歸分析是另一種準實驗的方法，可以用于評價經(jīng)濟政策[9]。下面，使用斷點回歸對基準回歸所得到的結(jié)果進行驗證。

以所有參加“一帶一路”倡議的國家為樣本，進行斷點回歸設計。在進行斷點回歸估計之前，需要先觀測“一帶一路”倡議是否對被解釋變量TFP1和TFP2發(fā)生斷點變化。首先標準化執(zhí)行變量，用各年份減去倡議提出的年份2013，查看TFP1和TFP2在斷點處是否發(fā)生了非連續(xù)的變化。如圖1，發(fā)現(xiàn)TFP1和TFP2在政策分界線處均有向上跳躍的斷點，說明“一帶一路”倡議提出之后，沿線國家的全要素生產(chǎn)率具有明顯的跳躍，初步推斷這一政策對全要素生產(chǎn)率有所提升。

圖1 全要素生產(chǎn)率在斷點處的變化

然后，構(gòu)建如下模型：

TFPit=a0+a1Dit+a2f(BD)+bXit+εit

(3)

被解釋變量同前文一樣，分別為TFP1和TFP2，為處理變量，以2013年為政策實施時間，如果數(shù)據(jù)為2013年前，為0，反之為1。BD為年份與2013年之間的差額，為BD的高次項，為控制變量，與前文相同，為擾動項。根據(jù)對斷點回歸高次項次數(shù)的選擇方法，選擇至四次項[10]，回歸結(jié)果如表6。

上表結(jié)果中，政策變量D對被解釋變量的系數(shù)均為正，且在加入了控制變量后，均在5%的水平上顯著。說明“一帶一路”倡議有力地促進了沿線國家全要素生產(chǎn)率水平的提升。

五、進一步分析

(一)動態(tài)性分析

基準回歸的結(jié)果只能表現(xiàn)“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率影響的靜態(tài)效果，而無法分析其動態(tài)性。故設立以下模型 (4)，以分析“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的動態(tài)影響。

(4)

表7回歸結(jié)果表明，當被解釋變量為TFP1時，交互項系數(shù)在當年、第二年和第三年顯著為正，且在第二年達到最大，隨后降低，但仍然為正。說明在不考慮能源投入的情況下，“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的促進作用呈現(xiàn)先增后減的趨勢，且在第四和第五年效果不再明顯。當被解釋變量為TFP2時，交互項的系數(shù)在第三年開始顯著為正。這說明在考慮能源投入的情況下，“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率水平的提升有滯后效應，且滯后期為3年。這可能是因為中國在“一帶一路”沿線國家的投資有很大一部分是能源基礎設施的投資，項目周期會比較長，所以有著一定的滯后效應。這也驗證了假設2：“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率水平的提升具有動態(tài)性。當不考慮能源投入時，倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的促進效果呈現(xiàn)先增后減的趨勢，但一直為正；當考慮能源投入后，效果滯后效應明顯，在倡議第三年才開始顯現(xiàn)。

表7 動態(tài)性分析結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

在以上的分析中，已經(jīng)確定“一帶一路”倡議顯著提高了沿線國家的全要素生產(chǎn)率，但對不同國家作用效果的大小尚不明確?！耙粠б宦贰背h橫跨亞歐大陸，沿線各國基本國情不同，發(fā)展水平各異，各國之間對“一帶一路”倡議的接受程度也有所差異。

故按照世界銀行對中高收入國家和低收入國家的分類，將樣本分為低收入國家和中高收入國家進行分樣本的回歸，以檢驗倡議效果的異質(zhì)性，結(jié)果如表8和表9?；貧w結(jié)果表明，在中高收入國家，“一帶一路”倡議顯著提高了其全要素生產(chǎn)率，且對加入能源投入后的全要素生產(chǎn)率TFP2影響更大。相反，在低收入國家，雖然其影響的系數(shù)為正，但并不顯著。這也與之前的假設3一致，說明“一帶一路”倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響存在經(jīng)濟規(guī)模、人力資本、技術水平等方面的門檻效應，中高收入國家更有可能通過接受中國投資、參與對中貿(mào)易等渠道吸收先進技術從而提高全要素生產(chǎn)率；而低收入國家因為軟環(huán)境和硬條件的劣勢，對中國技術和資本的吸收能力有限，難以消化“一帶一路”倡議對全要素生產(chǎn)率所帶來的正向影響。

表8 倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響 (中高收入國家)

表9 倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響 (低收入國家)

五、結(jié)論與政策建議

“一帶一路”倡議的深入推進是否促進了沿線國家全要素生產(chǎn)率的提高成為國際社會熱議的問題，及時回答這一問題對倡議的進一步發(fā)展有著重要的意義。本文對98個相關國家2003—2018年的全要素生產(chǎn)率進行了測算，使用準實驗的方法檢驗了倡議對沿線國家全要素生產(chǎn)率的影響，并對其動態(tài)效果和異質(zhì)性做了進一步的討論。結(jié)果顯示：“一帶一路”倡議顯著提高了參與國的全要素生產(chǎn)率；動態(tài)性分析發(fā)現(xiàn)，在不考慮能源投入時，倡議對沿線各國全要素生產(chǎn)率的提高效果呈倒先增后減的趨勢，考慮能源投入后，效果在第三年開始顯現(xiàn)；異質(zhì)性分析表明：“一帶一路”倡議對中高收入國家全要素生產(chǎn)率的提升效果顯著，但對低收入國家效果不明顯，這是因為中高收入國家的發(fā)展水平較好，更容易吸收“一帶一路”倡議所帶來的投資、貿(mào)易和技術紅利?；谝陨辖Y(jié)論，提出以下政策建議。

第一，加強政策的宣傳和釋疑工作。一方面，因為信息的不對稱性，導致倡議參與國的人民對“一帶一路”倡議產(chǎn)生誤解，甚至出現(xiàn)抵制倡議的情形。另一方面，少數(shù)別有用心的勢力會提出“中國威脅論”等言論來阻礙倡議的推進。針對以上現(xiàn)象，我國應該積極開展與沿線各國的宣傳合作，普及“一帶一路”內(nèi)核精神，對已經(jīng)成功的案例進行宣傳，并對部分成果和數(shù)據(jù)進行公示，從而達到公開、透明的釋疑效果。

第二，加大投資力度，改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，完善參與國的基礎設施。通過亞洲基礎設施投資銀行、絲路基金等機構(gòu)籌措民間資本，優(yōu)化國內(nèi)資本輸出水平和途徑，為參與國經(jīng)濟發(fā)展籌措資金；通過改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)來提高參與國全要素生產(chǎn)率；在完善參與國基礎設施的同時，也要注意到基礎設施建設周期長、回本收益緩慢的特性，做好風險管控。

第三，對沿線各國的合作方式實行差異化引導。中高收入國家的全要素生產(chǎn)率水平高，吸收能力較強，可以深化與其在技術、資本等領域的合作，在實現(xiàn)中國技術溢出的同時，吸收中高收入國家的先進技術和管理經(jīng)驗。低收入國家因為技術環(huán)境和人力資本的差距，吸收能力更弱，在與其合作時要注意我國與參與國之間的差異性，通過產(chǎn)能合作和技術幫扶，幫其逐步走出發(fā)展困境。

98個國家包括:不丹 丹麥 烏克蘭 烏茲別克斯坦 也門 以色列 伊拉克 伊朗 俄羅斯聯(lián)邦 保加利亞 克羅地亞 冰島 剛果 (金) 加拿大 加納 匈牙利 北馬其頓 南非 卡塔爾 印度 印度尼西亞 吉爾吉斯斯坦 哈薩克斯坦 哥倫比亞 哥斯達黎加 喀麥隆 土庫曼斯坦 土耳其 埃及 埃塞俄比亞 塔吉克斯坦 塞內(nèi)加爾 塞爾維亞 墨西哥 多米尼加 奧地利 委內(nèi)瑞拉 孟加拉國 尼日利亞 尼泊爾 巴基斯坦 巴林 巴西 希臘 德國 意大利 拉脫維亞 挪威 捷克 摩爾多瓦 摩洛哥 文萊 斐濟 斯洛伐克 斯洛文尼亞 斯里蘭卡 新加坡 新西蘭 日本 智利 柬埔寨 格魯吉亞 比利時 沙特阿拉伯 法國 波蘭 波黑 泰國 澳大利亞 愛爾蘭 玻利維亞 瑞典 白俄羅斯 科威特 秘魯 立陶宛 約旦 緬甸 羅馬尼亞 美國 老撾 芬蘭 英國 荷蘭 菲律賓 葡萄牙 蒙古 西班牙 越南 阿塞拜疆 阿爾巴尼亞 阿拉伯聯(lián)合酋長國 阿曼 阿根廷 韓國 馬爾代夫 馬來西亞 黎巴嫩