（新疆大學 經(jīng)濟與管理學院，新疆烏魯木齊 830046）

一、引言

適應全球經(jīng)濟發(fā)展趨勢及我國經(jīng)濟發(fā)展需要，我國加快了實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的速度，當前已與25個國家和地區(qū)簽訂了17個自由貿(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貿(mào)易、投資、爭端解決等傳統(tǒng)領域，而且包含知識產(chǎn)權保護、政府采購、電子商務、產(chǎn)業(yè)合作、環(huán)境和競爭政策等邊境內(nèi)議題，遠超過WTO框架下的規(guī)則合作。那么，在我國參與全球價值鏈和FTA合作越來越深入的背景下，我國簽訂的FTA是否發(fā)揮了價值鏈貿(mào)易創(chuàng)造效應呢？為明確以上問題，筆者選擇中國－新西蘭、中國－秘魯，兩個簽訂較早，且包含較多邊境內(nèi)規(guī)則合作的FTA為研究對象，用合成控制法和雙重差分法對其價值鏈貿(mào)易效應進行了分析。

二、文獻綜述

自Viner（1950）分析了關稅同盟的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應后，有關FTA貿(mào)易效應的理論和經(jīng)驗分析開始大量出現(xiàn)。[1]FTA貿(mào)易效應的事后經(jīng)驗研究主要采用引力模型和反事實分析法。Tinbergen（1962）[2]首先將引力模型引入了國際貿(mào)易領域，隨后Anderson（1979）[3]將其在貿(mào)易領域的應用理論化，此后引力模型被不斷改進，將FTA作為變量分析其與貿(mào)易的關系。把FTA當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]等均用此方法對不同的研究對象進行了分析，確定了FTA的雙邊貿(mào)易促進作用。（2）從FTA內(nèi)容差異角度的分析。Horn et al.(2010)[9]首先對美歐28個FTA中的議題進行了定義和分類,將其分為14項WTO+和38項WTO-X議題，此后HMS方法成為此類研究的基礎。以HSM方法為基礎對FTA深度和內(nèi)容差異性進行度量的方法包括水平和垂直度量法：水平度量法指對FTA中涵蓋的議題數(shù)量用各種賦權方法進行計算。 Orefice，Rocha(2011)[10]；Osnago et al（2016）[11]等分別以不同數(shù)量的FTA為研究對象，以HMS分類為基礎用簡單加總、主成分分析等賦權方法測算了FTA深度指數(shù)并分析了其對雙邊貿(mào)易的影響，明確了二者呈正相關關系。垂直度量法將單項議題細分為不同的維度，以協(xié)議文本中是否出現(xiàn)某個維度進行“0”“1”賦值，然后進行直接加總或賦權處理。文洋和王維薇（2016）[12]以聯(lián)合國亞太理事會的分類為基礎，將6個條款多維度化，測算了部分FTA的深度。Dur et al.(2014)[13]的研究對垂直度量法進行了深化，首先選擇587個FTA作為分析對象，并對FTA中7個議題的48個維度進行了度量，之后又將研究擴展為12個議題，并認為FTA深度與貿(mào)易是正相關關系。

由于存在遺漏變量和雙向因果關系等問題，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)易增加效應主要是通過擴展邊際實現(xiàn)的，特別是對大國間的貿(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對進口和總貿(mào)易、進口和出口貿(mào)易的影響，并肯定了其對貿(mào)易的促進作用。合成控制法以數(shù)據(jù)驅(qū)動的方式對多個比較組對象進行加權，按照政策試點之前的預測變量來測算比較組對象和政策干預單元的相似性，由此合成一個與政策干預單元類似的控制對象，相較簡單匹配，加權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用于研究恐怖活動對西班牙巴斯克地區(qū)的經(jīng)濟影響，之后Alberto Abadie et al.（2010）[19]進一步發(fā)展完善了該方法，用于研究加利福尼亞地區(qū)的控煙政策效果。合成控制法在區(qū)域經(jīng)濟一體化貿(mào)易效應方面的應用尚且不多，主要包括：Swarnali Ahmed Hannan （2016）[20]分析了 1983—1995年間FTA對104個國家出口的影響，之后Swarnali Ahmed Hannan （2017）[21]用該方法研究了 1989—1996年之間FTA對64個拉美國家的貿(mào)易影響，兩個研究均表明FTA促進了成員的貿(mào)易出口，但存在不平衡性；國內(nèi)學者聶飛（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。

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

三、典型事實分析與模型構(gòu)建

（一）典型事實分析

國內(nèi)增加值是衡量一國在價值鏈分工中獲得利益的重要考量，同時考慮到中間品貿(mào)易在總貿(mào)易中比重的不斷提升，以及其對一國價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 （指中國對經(jīng)濟體j出口中包含的中國國內(nèi)增加值）、進口中的國外增加值（即中國從經(jīng)濟體j的進口中包含的j經(jīng)濟體區(qū)內(nèi)增加值）、中間品出口（指中國出口到j經(jīng)濟體的中間品價值）和中間品進口（指中國從j經(jīng)濟體進口的中間品價值）四個指標作為研究對象。中國-新西蘭FTA于2008年10月生效，受2008年全球金融危機影響，中國對新西蘭的出口貿(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)品價格下降等因素影響，進口有所下降。中國從秘魯?shù)倪M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)品國際價格下降等影響，進口在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、全球貿(mào)易整體增速下降等外部沖擊而大幅下滑。為驗證雙邊貿(mào)易增長是否源自FTA生效這一政策因素，接下來進行了實證設計和檢驗。

（二）合成控制法模型

研究對象為中國-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個經(jīng)濟體，由于中國臺灣地區(qū)其他相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)缺失，因此樣本中不含中國臺灣地區(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、哥斯達黎加、智利等在樣本期內(nèi)與中國也簽訂了FTA的經(jīng)濟體?；谥袊?秘魯，中國-新西蘭的合成控制法設計如下：

假設在既定的時間期[1，T]中，中國對J+1個經(jīng)濟體出口中的國內(nèi)增加值、進口中的國外增加值、中間品出口和中間品進口分別表示為DVit，F(xiàn)Vit，EIntermediateit和I-Intermediateit，其中第1個地區(qū)在T0（1≤T0＜T）時期與中國簽訂并生效 FTA，其他 J個地區(qū)為潛在的控制組。在沒有實施FTA的條件下，中國對第i（i=1,2,…J+1）個地區(qū)的貿(mào)易額分別表示為 DVitN，F(xiàn)VitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN，在與第1個地區(qū)簽訂FTA生效后的[T0+1，T]時期，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。進一步的，在[T0+1，T]時期，F(xiàn)TA的政策效應則可以表示為 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這些不可觀測的變量進行估計：

其中，TradeitN表示 DVitN，F(xiàn)VitN，E-IntermediateitN和 I-IntermediateitN；φt表示時間固定效應；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；εit是地區(qū)層面滿足零均值的不可觀測的短期沖擊。

為計算處理組不可觀測的變量，合成控制法對控制組經(jīng)濟體進行加權模擬?？紤]存在一個J維列向量（W2,W3…WJ+1）,Wj表示第 j（j=2,3, …J+1）個地區(qū)在合成控制地區(qū)所占的權重，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個地區(qū)的特征向量位于比較組地區(qū)的凸組合之內(nèi)時，則W*是一個無限趨近最優(yōu)權重矩陣的矩陣，使得作為TradeN1t的無偏估計量，從而可以獲得FTA實施的凈貿(mào)易效應：

ξ1t分別表示 α1t，β1t，δ1t和 γ1t。

（三）變量與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)以往文獻中對雙邊貿(mào)易影響因素的研究，預測控制變量包括：兩個經(jīng)濟體之間的地理距離（首都或經(jīng)濟中心之間）；人口數(shù)量，代表市場規(guī)模；要素稟賦差異，以高等教育入學率代表的人力資本指數(shù)差異表示；以2010年不變美元價格計算的人均GDP，人均GDP增長率，代表消費水平和消費潛力；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)言權和問責制六個指標加權計算所得；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。因變量價值鏈貿(mào)易包括出口中的國內(nèi)增加值，進口中的國外增加值，中間品進口和中間品出口，數(shù)據(jù)來源于OECD最新發(fā)布的TIVA數(shù)據(jù)庫。

四、實證分析

（一）FTA的價值鏈貿(mào)易效應分析

分別以2009年和2010年為時間節(jié)點分析了中國-新西蘭、中國-秘魯自由貿(mào)易協(xié)定的價值鏈貿(mào)易效應 （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時點，而是選用了T0時點）。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)濟體權重。圖1、圖3、圖5、圖7分別表示中國對新西蘭與合成新西蘭，圖9、圖11、圖13、圖14分別表示中國對秘魯和合成秘魯?shù)某隹谥械膰鴥?nèi)增加值、進口中的國外增加值、中間品出口和中間品進口貿(mào)易額（對數(shù)形式）變化趨勢對比；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的貿(mào)易額差距（由于進口擬合度較差所以并沒有計算其相應貿(mào)易差額）。圖中的虛線表示合成新西蘭和秘魯，實線表示真實新西蘭和秘魯，橫軸代表年份，縱軸代表相應貿(mào)易額的對數(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。 圖 2、圖 4、圖 6、圖 8顯示，中國-新西蘭FTA生效前，真實新西蘭與合成新西蘭的貿(mào)易差額在0值附近波動，且變化不大；FTA生效后，即從2009年開始，中國對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貿(mào)易額，且差距基本呈擴大趨勢；進口也呈上升趨勢，但與合成新西蘭的差距在2013年到達高峰之后有所下降。至于中秘FTA，從協(xié)定生效前的擬合程度來說，真實秘魯與合成秘魯僅在出口方面擬合度較高，在進口方面擬合度較差，這表明使用合成控制法并不能確定FTA的簽訂是否對中國從秘魯?shù)倪M口產(chǎn)生了顯著影響。為檢驗中國與新西蘭、秘魯進出口貿(mào)易的增長是否確實來源于FTA而非其他因素，且政策效應在統(tǒng)計上具有顯著性，參照 Alberto Abadie et al.（2010）[19]的做法，筆者接下來進行了“安慰劑”檢驗。

表1 合成對象的國家權重

圖1 新西蘭與合成新西蘭DV對比

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口對比

圖8 新西蘭與合成新西蘭中間品進口差距

圖9 秘魯與合成秘魯DV對比

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比

圖12 秘魯與合成秘魯中間品出口差距

（二）穩(wěn)健性檢驗

“安慰劑”檢驗的原理在于：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)濟體進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的政策效應顯著。為檢驗結(jié)果的顯著性，筆者用迭代法對控制組中的所有經(jīng)濟體進行了合成控制估計FTA的政策效應。每次迭代選擇控制組中的一個經(jīng)濟體分析其FTA的價值鏈貿(mào)易效應，同時將新西蘭和秘魯分別加入控制組，之后可以計算每次安慰劑檢驗的估計效應。在迭代過程中，有些經(jīng)濟體的合成控制對象與其真實情況在政策介入之前相差較大，表現(xiàn)為較大的干預前均方預測誤差平方根（RMSPE），可以認為干預之后的政策效應大部分是由干預前擬合度較差造成的，而非由FTA的實施所引致。為排除這種擬合誤差影響，筆者將政策干預前MSPE值高于新西蘭1.5倍的政策干預對象個體剔除，將政策干預前MSPE值高于秘魯6.5倍 （由于秘魯組中某些個體的干預前MSPE值均較高，為使保留的對象不至于太少而選擇6.5倍）的政策干預對象個體剔除，結(jié)果由圖15—圖20所示。

圖13 秘魯與合成秘魯FV對比

圖14 秘魯與合成秘魯中間品進口對比

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實施后中國對新西蘭出口中的國內(nèi)增加值、進口中的國外增加值、中間品出口的政策效應并沒有在短期內(nèi)顯現(xiàn)，均是在2013年之后才顯示出最大的凈貿(mào)易效應，在2013年之前其凈貿(mào)易效應排在第3或第2位；同時，圖18表明FTA的實施并沒有對中間品進口產(chǎn)生明顯的政策影響。圖19—圖 20則表明，F(xiàn)TA實施后中國對秘魯出口中國內(nèi)增加值的政策效應僅在個別年份顯著，但中間品出口規(guī)模的提升的確源于中國－秘魯FTA的實施。穩(wěn)健性檢驗同時顯示貿(mào)易增長率比較平穩(wěn)，即使在全球金融危機余波及2012年歐債危機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（傳統(tǒng)的總值貿(mào)易數(shù)據(jù)會夸大貿(mào)易規(guī)模，可能會導致增長曲線更陡峭），另一方面與FTA貿(mào)易創(chuàng)造的時滯效應相關，同時也證明了FTA對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口找到適當?shù)目刂茖ο螅€(wěn)健性檢驗顯示兩個FTA的政策效應僅在長期出現(xiàn)或僅出現(xiàn)在個別年份，參照劉友金，曾小明（2018）[23]的做法，筆者采用另一種自然試驗法——雙重差分法（DID）來估計FTA對中國與新西蘭和秘魯價值鏈貿(mào)易的影響。模型如下：

其中，trade表示中國對新西蘭出口中的國內(nèi)增加值、中間品出口和進口中的國外增加值、中國從秘魯進口中的國外增加值和中間品進口和出口中的國內(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。X為控制變量，包括兩個經(jīng)濟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共同趨勢的假設對樣本組進行了篩選，即刪除了政策實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僅對中國的中間品出口產(chǎn)生了顯著的政策效應，這主要是由于我國對新西蘭出口的主要產(chǎn)品在FTA簽訂之前關稅基礎稅率均較高（化學及相關產(chǎn)品，紡織、服裝及皮革制品），隨著關稅削減的推進，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）。對出口中的國內(nèi)增加值促進作用不明顯，結(jié)合上一部分的穩(wěn)健性檢驗，筆者認為這可能與我國在價值鏈中處于價值增值不高的位置有關，也可能與時滯效應有關：首先，由于利用關稅優(yōu)惠需要滿足一定的條件并產(chǎn)生額外成本，加之信息不對稱問題的存在，許多企業(yè)特別是中小企業(yè)對FTA優(yōu)惠關稅的利用率并不高。其次，雙方邊境內(nèi)規(guī)則對接需要一定的時間成本，企業(yè)利用FTA關稅優(yōu)惠、投資優(yōu)惠也需要一定的信息獲取、了解、建設時間以及額外成本，而以跨境投資帶動的出口和進口增加需要一個建設周期，因此會延長FTA貿(mào)易創(chuàng)造效應發(fā)揮的時間。

對進口沒有產(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)，這些主要進口產(chǎn)品的關稅可分為四種：一部分在協(xié)定生效時的基礎稅率已經(jīng)是零，一部分在協(xié)定生效時享受最惠國稅率，很大一部分則表現(xiàn)出基礎稅率高、削減周期長的特點，最后一部分是協(xié)定生效后立即取消。這種主要進口產(chǎn)品關稅結(jié)構(gòu)一方面會因為關稅削減期限長延遲FTA的貿(mào)易創(chuàng)造效應，另一方面，主要進口產(chǎn)品在協(xié)定生效前已經(jīng)是零關稅并不會因為FTA生效產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應。第二，F(xiàn)TA服務貿(mào)易開放承諾基本上未超越GATS開放。我國從新西蘭的進口很大一部分集中在服務貿(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的一項研究表明，中新FTA框架下的服務貿(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的服務、娛樂文化體育服務和機動車的保養(yǎng)和維修服務。在中國從新西蘭進口服務的主要部門－分銷、運輸和倉儲以及住宿和餐飲行業(yè)，由于中新FTA簽訂時中國已加入WTO七年，中新FTA下的開放承諾基本上沿襲了中國加入WTO后服務貿(mào)易減讓表中的承諾，僅增加了機動車的保養(yǎng)和維修服務，并沒有更大限度的開放。

表3的回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)TA對中國從秘魯進口中的國外增加值有顯著的抑制作用，對出口中的國內(nèi)增加值有顯著的促進作用，對中間品進口的作用不顯著。對出口有促進作用一是因為秘魯對中國出口的主要產(chǎn)品進行了關稅削減，二是因為中秘FTA中不僅包括服務貿(mào)易和投資議題，而且包括競爭、資本流動、產(chǎn)業(yè)合作等13個方面的邊境內(nèi)合作，這有利于提升中國對秘魯?shù)姆召Q(mào)易，以及通過投資帶動出口。對進口有抑制作用可能的原因包括：第一，短期內(nèi)貿(mào)易進口（秘魯對中國出口）增加未及因關稅削減所帶來的價值減少而產(chǎn)生“J曲線”效應。第二，中國-秘魯FTA的簽訂提高了秘魯在全球價值鏈中的參與度，與其他貿(mào)易伙伴生產(chǎn)聯(lián)系加強導致其出口至中國的價值增值被“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 （即FTA對貿(mào)易關系密切的非成員有出口貿(mào)易創(chuàng)造效應）。但這并不代表FTA的簽訂降低了秘魯?shù)恼w福利效應，在價值鏈中參與度的提高往往會提高本國生產(chǎn)效率和吸引外資的規(guī)模與質(zhì)量，進而提高與其他經(jīng)濟體的貿(mào)易水平。第三，F(xiàn)TA抑制進口可能是OFDI對進口貿(mào)易產(chǎn)生了替代作用。自FTA簽訂后，伴隨投資開放擴大和投資便利化建設的推進，中國對秘魯?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年更是達到峰值9.0798億美元。OFDI與進口貿(mào)易產(chǎn)生替代關系的原因可能包括：（1)秘魯作為世界上資源稟賦豐富的大國之一，我國對其投資主要是出于市場尋求和成本降低型動機，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)比較單一也有關系，我國從秘魯進口的采礦與采石業(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，但由于時滯效應等存在，F(xiàn)TA的貿(mào)易創(chuàng)造效應 （包括規(guī)模擴大、貿(mào)易產(chǎn)品種類和價值增值提高）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了中國－新西蘭，中國－秘魯FTA的政策效應，并結(jié)合雙邊貿(mào)易結(jié)構(gòu)和FTA協(xié)議內(nèi)容對檢驗結(jié)果進行了分析。結(jié)果顯示，中新FTA的簽訂和實施僅對中間品出口產(chǎn)生了顯著的政策效應，對中間品進口和進口中國外增加值則由于關稅結(jié)構(gòu)等問題并沒有產(chǎn)生顯著的促進作用；中秘FTA的簽訂和實施對出口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的促進作用，而對進口中國外增加值則產(chǎn)生了顯著的抑制作用；FTA對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、價值鏈寬度拓展和多元化效應仍有待激發(fā)。筆者提出如下建議：

表2 FTA對中國與新西蘭價值鏈貿(mào)易的影響 （雙重差分估計）

表3 FTA對中國與秘魯價值鏈貿(mào)易的影響 （雙重差分估計）

1.推動已簽訂FTA的落地，提高FTA優(yōu)惠利用率，拓展價值鏈網(wǎng)絡。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)查報告》顯示，全球企業(yè)對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)對優(yōu)惠稅率、投資優(yōu)惠的利用率，通過增加產(chǎn)品進出口種類、投資合作行業(yè)多元化等拓展價值鏈網(wǎng)絡；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，降低相關費用，提高企業(yè)利用FTA優(yōu)惠關稅的便利性，降低企業(yè)利用FTA優(yōu)惠的成本。再次，提高互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等在海關程序中的利用率，在提高貿(mào)易合規(guī)性的同時降低時間成本。

2.進一步推動中新、中秘等已簽訂FTA的升級談判，以適應價值鏈分工需要，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。自2017年啟動第一輪升級談判以來，中新FTA已于2019年11月完成升級談判，中秘FTA也已開啟三輪升級談判。盡管兩個FTA升級談判議題不同，但包含了服務貿(mào)易、投資、知識產(chǎn)權、競爭、政府采購、環(huán)境、電子商務、原產(chǎn)地規(guī)則、技術貿(mào)易壁壘、海關程序和貿(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談判和升級其他FTA提供經(jīng)驗借鑒。根據(jù)價值鏈分工特點，應特別注意降低中間品的關稅和關稅最長削減年限，以競爭促進比較優(yōu)勢升級，通過提高價值增值的方式提高貿(mào)易競爭力；降低技術貿(mào)易壁壘，強化雙邊貿(mào)易投資便利化合作，給予商務和專業(yè)技術人員進出境便利，促進人員、貨物、技術等要素雙向自由便捷流動；同時，根據(jù)成員特點有針對性地在多邊開放的基礎上擴大生產(chǎn)性服務業(yè)開放，推動我國制造業(yè)與發(fā)達國家先進服務業(yè)的融合，促進制造業(yè)升級。最后，逐步將雙方合作向邊境內(nèi)方面拓展，擴大知識產(chǎn)權保護、競爭條款的適用范圍和領域；強化雙方在電子認證、個人信息保護、電子商務關稅減免等電子商務領域的合作，以提高要素流動的安全性，以競爭刺激創(chuàng)新。

3.加快推動與其他國家談判和簽訂FTA的進程，通過降低中間品關稅和最長關稅削減年限、強化貿(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)達國家的進口。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口特別是高技術產(chǎn)品和服務的進口提升我國在GVCs中的參與度和地位，以增加進口的方式優(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貿(mào)易、投資議題深度開始，逐步在FTA中推廣準入前國民待遇+負面清單管理模式等。同時，應加快國內(nèi)改革和價值鏈友好型營商環(huán)境建設，以適應國際分工需要，提升競爭和知識產(chǎn)權保護水平，確保高技術中間品進口的安全性。

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，增強規(guī)則一致性以降低“意大利面條碗”的負面效應。在制定規(guī)則時盡量降低對多邊貿(mào)易治理非歧視性原則的破壞，如保持對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)推廣提供試驗場地，另一方面也有利于提升整條價值鏈各環(huán)節(jié)的粘合度和運營效率。積極推動WTO談判和改革，推動WTO對FTA的管理向關稅以外的議題拓展，制定其對FTA進行規(guī)范的嚴格法律文本，以提高其對FTA管理的規(guī)范性和有效性，降低FTA“意大利面條碗”的負面效應，以雙邊合作為路徑逐步將價值鏈貿(mào)易規(guī)則多邊化。