李文霞 金綴橋 盧 敏

（1.上海立信會計金融學院 國際經(jīng)貿(mào)學院，上海 201209；2.華東理工大學商學院 歐洲研究所，上海 200237）

一、引言

“21 世紀海上絲綢之路”建設構想是推動中國與東盟、南亞、西亞、歐洲形成完整市場鏈的重要舉措。這一建設構想將鞏固并深化中國與沿線國家在經(jīng)濟、貿(mào)易、金融等領域的交流合作，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)貿(mào)易自由化，進一步拓寬中國對外開放的合作格局。

近些年來，隨著中國自由貿(mào)易區(qū)談判進程的加快，中國與新興經(jīng)濟體及發(fā)展中國家的聯(lián)系日益密切，對新興市場的農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模也不斷擴大，“海上絲綢之路”沿線主要國家（共有15 個，分別是越南、泰國、馬來西亞、印尼、新加坡、印度、埃及、巴基斯坦、孟加拉國、沙特阿拉伯、斯里蘭卡、希臘、阿曼、肯尼亞、也門；以下簡稱“沿線主要國家”）逐漸成為中國農(nóng)產(chǎn)品的重要輸出地。根據(jù)聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫整理可知，2009 年中國對“沿線主要國家”的農(nóng)產(chǎn)品（文中涉及的農(nóng)產(chǎn)品均指HS92 協(xié)調(diào)編碼制度第1 章～24 章涵蓋的所有農(nóng)產(chǎn)品）出口額為56.61 億美元，2019 年這一出口額增至173.89 億美元，比2009 年增長了2 倍多?！昂Ｉ辖z綢之路”建設推進了中國與沿線國家貿(mào)易便利化水平的提高，傳統(tǒng)的關稅措施對雙邊或多邊貿(mào)易影響日趨減少，通關效率、海關環(huán)境等因素對貿(mào)易往來的影響日趨增強。因此，探討中國與“沿線主要國家”貿(mào)易便利化水平對促進雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易長期合作具有重要意義。

二、文獻綜述

目前國際各組織對貿(mào)易便利化尚未進行統(tǒng)一定義，WTO 認為，貿(mào)易便利化是國際貿(mào)易程序的簡化和協(xié)調(diào)；OECD 指出，貿(mào)易便利化是國際貨物從出口國流入進口國并向另一方支付所需的程序及相關信息流動的簡化和標準化；APEC 則將其定義為：使用新技術等措施，簡化和協(xié)調(diào)與貿(mào)易有關的程序和行政障礙?？傮w來看，貿(mào)易便利化的核心含義是簡化與協(xié)調(diào)國際貿(mào)易制度和手續(xù)，提高要素在國際市場上的流通效率。

貿(mào)易便利化對雙邊貿(mào)易的影響主要是通過國家間區(qū)域自由貿(mào)易來實現(xiàn)。根據(jù)亞當·斯密的自由貿(mào)易理論，各國通過專業(yè)分工、削減貿(mào)易壁壘以獲得貿(mào)易利益，但前提是忽略貿(mào)易成本如運輸、談判費用等，這與實際情況明顯不符，而貿(mào)易便利化的大幅提高可有效降低貿(mào)易障礙，推動雙邊或多邊貿(mào)易自由化及貿(mào)易利得的實現(xiàn)。在新貿(mào)易理論中，Melitz J.（2003）指出，企業(yè)生產(chǎn)率存在差異，并非所有企業(yè)都能夠從事出口。為此，政府可采取降低關稅水平、減少交通成本等政策以提高相關產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，貿(mào)易便利化水平的提高可弱化雙邊或多邊貿(mào)易壁壘，減少貿(mào)易雙方企業(yè)的信息不對稱，縮短交易時間，進而提高整個產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。在實證分析中，Wilson J.S.et al.（2003）開創(chuàng)了貿(mào)易便利化界定的先河，通過研究不同便利化指標對亞太經(jīng)合組織成員進出口貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)作為貿(mào)易便利化重要組成部分的港口效率對貿(mào)易流量的影響最為顯著。隨后，Wilson J.S.et al.（2005）擴大考察范圍，在分析75 個國家貿(mào)易便利化水平對不同產(chǎn)業(yè)影響的基礎上，對貿(mào)易便利化的界定進行了修改，進而發(fā)現(xiàn)服務業(yè)基礎設施的不斷完善可顯著提高貿(mào)易量。也有一些學者從其他角度對貿(mào)易便利化進行了測度，如Djankov S.et al（2010）以通關時間進行衡量，Clarke G.R.G.&Wallsten S.J.（2006）采用電子商務的使用情況進行研究，Portugal-Perez A.&Wilson J.S.（2012）從軟件和硬件的普及率角度進行測算等，得到的普遍結論是提高貿(mào)易便利化水平可減少貿(mào)易摩擦、降低貿(mào)易成本，是提高雙邊或多邊貿(mào)易的重要措施。

國內(nèi)較早開展相關研究時主要側重于在國際合作組織框架下探究貿(mào)易便利化的發(fā)展歷程、問題等定性研究（朱永強和高正橋，2003；孟夏，2004；嚴波，2007），而關于貿(mào)易便利化對進出口的影響研究在近幾年逐漸興起。謝娟娟和岳靜（2008）基于引力模型、利用截面數(shù)據(jù)，定量分析了通關效率、海關環(huán)境等貿(mào)易便利化指標對中國與東盟的貨物進出口貿(mào)易影響。孫林和徐旭霏（2011）通過東盟各國機場服務設施、通關程序等指標對其貿(mào)易便利化水平進行衡量，進而分析其對制造業(yè)出口的影響機制。結果表明，基礎設施服務質(zhì)量可顯著提高產(chǎn)品流通速度，對中國貨物貿(mào)易的出口推動作用明顯。張鳳和孔慶峰（2014）基于新新貿(mào)易理論，從產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)出發(fā)，研究了貿(mào)易便利化水平對出口二元邊際的影響，發(fā)現(xiàn)中國與伙伴國貿(mào)易便利化水平的提高對集約邊際和擴展邊際的作用力存在顯著差異。伴隨國家“一帶一路”建設步伐的加快，越來越多學者關注在“一帶一路”框架下中國與沿線國家貿(mào)易便利化水平變化對多邊進出口貿(mào)易的影響（廖佳和尚宇紅，2021；宋偉良和賈秀錄，2018；董銀果和吳秀云，2017，李谷成等，2020）。

綜上，學術界關于貿(mào)易便利化對中國貿(mào)易流量影響的研究尚有不足，如針對新興經(jīng)濟體的相關研究比較欠缺，針對貿(mào)易便利化對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量的研究較少等。筆者借鑒已有研究成果，首先對貿(mào)易便利化進行界定和測度，其次實證研究在中國與“海上絲綢之路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口中，伙伴國貿(mào)易便利化水平對中國出口各國農(nóng)產(chǎn)品的影響程度，最后模擬測算了中國農(nóng)產(chǎn)品的出口潛力，以探究擴大中國農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模的主要途徑。

三、貿(mào)易便利化測度體系

筆者借鑒Wilson J.S.et al.（2003）以及楊逢珉和程凱（2019）的研究思路，結合中國對“沿線主要國家”農(nóng)產(chǎn)品出口的特點，選取制度環(huán)境、基礎設施、出關效率和電子商務作為一級指標構建了貿(mào)易便利化測度體系，共包括4 個一級指標和12 個二級指標（如表1 所示）。

基于表1 所構建的貿(mào)易便利化測度體系，通過對相關指標進行計算整理可得2009—2019 年各國的貿(mào)易便利化水平，記為TFI，如表2 所示。

表1 貿(mào)易便利化測度體系

由表2 可知，新加坡的貿(mào)易便利化水平最高，各年基本維持在6.0 左右，馬來西亞、阿曼和沙特阿拉伯的便利化水平次之，各年便利化水平維持在4.67～5.38，剩余國家中除也門的便利化水平常年低于或等于3.01 外，其他國家的便利化水平維持在3.33～4.54。從便利化水平增長率角度看，希臘、阿曼、新加坡、斯里蘭卡、泰國、越南和也門呈下降態(tài)勢，其中斯里蘭卡的降幅最大，新加坡的降幅最?。黄溆喔鲊什煌潭仍鲩L態(tài)勢，其中肯尼亞的增幅最大，達到17.97%，與“沿線主要國家”相比，中國的貿(mào)易便利化水平增幅較為緩慢，2009—2019 年總體增幅為1.18%。

表2 2009—2019 年中國與沿線主要國家貿(mào)易便利化水平

四、實證分析與模擬

（一）模型的選擇

引力模型最初由Tinbergen J.(1962)引入國際貿(mào)易研究中，是目前相關研究中運用最為普遍的實證方法之一，主要用于探究貿(mào)易流量和貿(mào)易成本之間的關系，基本主張是兩國的貿(mào)易規(guī)模大小與兩國的經(jīng)濟規(guī)模呈正向關系，與兩國的距離和貿(mào)易成本呈反向關系。式（1）采取了對數(shù)形式，這樣既可以實現(xiàn)模型的線性化，又可以避免數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象。

其中，Y 表示兩國貿(mào)易額，GDPi和GDPj分別表示i 國和j 國的經(jīng)濟規(guī)模，DISij表示兩國之間的距離，α 為比例常數(shù)，εij為誤差項。

基于引力模型的基本形式，結合研究重點，將測算所得的貿(mào)易便利化數(shù)據(jù)納入回歸模型，同時考慮到中國對“沿線主要國家”農(nóng)產(chǎn)品的出口受到其他因素影響，借鑒周念利（2010）、鄧曉虹和黃滿盈（2014）等的研究方法，結合筆者的研究思路，將進口國關稅稅率、進口國匯率、中國農(nóng)業(yè)增加值、是否為APEC 成員、是否為亞投行成員國作為控制變量引入模型，從而降低因遺漏變量所造成的誤差。最終構建模型如式（2）所示。

其中，yijt表示t 期出口國i 對進口國j 的農(nóng)產(chǎn)品出口額，β0表示常數(shù)項，μijt表示誤差項，相關解釋變量的含義及預期符號見表3。

表3 擴展引力模型中各變量及其含義

（二）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

選擇2009—2019 年為樣本期間，研究對象為“海上絲綢之路”沿線15 個國家。中國對“沿線主要國家”農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)（yijt）來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易便利化水平（tfijt）數(shù)據(jù)根據(jù)《全球競爭力報告》計算整理得到；樣本國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（pgdpit，單位：美元）均采用2010 年不變價，進口國關稅（taxjt）采用初級產(chǎn)品加權關稅稅率，出口國農(nóng)業(yè)增加值（agviit）數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫；進口國匯率（exchjt）采用各國貨幣兌美元匯率，數(shù)據(jù)來自PWT10.0；地理距離（disij）采用中國首都與各經(jīng)濟體首都之間的距離，數(shù)據(jù)來自CEPII 數(shù)據(jù)庫；是否同屬APEC 和AIIB 根據(jù)亞太經(jīng)合組織官網(wǎng)和亞洲基礎設施投資銀行官網(wǎng)信息整理得到。表4 是對模型中各變量的描述性統(tǒng)計。

表4 描述性統(tǒng)計

（三）回歸分析和內(nèi)生性檢驗

為明確貿(mào)易便利化對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“海上絲綢之路”沿線國家的影響，首先對面板數(shù)據(jù)進行基準回歸，在對混合回歸、固定效應模型和隨機效應模型的選擇中，通過F 檢驗，拒絕“不存在個體效應”的原假設，可以認為固定效應優(yōu)于混合回歸；考慮到個體效應可能以隨機效應的形式出現(xiàn)，故利用LM 檢驗對個體效應進行檢驗，強烈拒絕“不存在個體隨機效應”的原假設，即表明隨機效應優(yōu)于混合回歸；在對固定效應和隨機效應的選擇中，利用Hausman 檢驗可得在5%的顯著性水平上拒絕原假設。基準回歸結果如表5 所示，基于相關檢驗結果確定選擇固定效應模型進行回歸。

由表5 FE(1)列回歸結果可知，貿(mào)易便利化變量的回歸系數(shù)為1.485，在1%的顯著性水平上顯著為正，表明出口對象國貿(mào)易便利化水平與中國對“海上絲綢之路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模呈顯著正相關，當貿(mào)易伙伴國便利化水平提升1%時，中國農(nóng)產(chǎn)品對其的出口規(guī)模平均提高1.485%，表明東道國便利化水平提升有利于降低中國農(nóng)產(chǎn)品出口成本，而低成本優(yōu)勢可有效促進出口規(guī)模擴大。對于控制變量而言，雙方地理距離、是否屬于APEC 成員因不隨時間變化而變化，在固定效應模型中被差分刪除；中國人均gdp、中國農(nóng)業(yè)增加值、同屬亞投行等變量系數(shù)均為正，其中人均gdp 和同屬亞投行兩個變量分別在5%和10%水平下顯著，表明人均gdp增加、同屬亞投行將顯著提升中國農(nóng)產(chǎn)品對對象國的出口規(guī)模。亞投行于2014 年成立，其發(fā)展尚處于初始階段，但對中國出口貿(mào)易增長表現(xiàn)出顯著促進作用。關稅水平和進口國匯率系數(shù)為負，其中進口國匯率通過了10%的顯著性水平檢驗，可能的原因是：伴隨進口國貨幣兌美元匯率提升，其他國家對該國的農(nóng)產(chǎn)品出口擴大，這會在一定程度上對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生“擠出”效應。

表5 基準回歸結果

為避免因貿(mào)易便利化測度偏誤、遺漏不隨國家及年份變化的特征及自變量和因變量互為因果等問題所導致的內(nèi)生性問題，參考虞義化等（2018）的做法，將核心變量滯后1 期和滯后2 期作為工具變量，并利用2SLS 進行回歸。為確保工具變量的有效性，對工具變量進行一系列檢驗，其中Anderson LM統(tǒng)計量的P 值為0.000，顯著拒絕不可識別的原假設，說明內(nèi)生變量與工具變量相關，而Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量顯著大于臨界值19.93，表明不存在弱工具變量，Sargan 檢驗的結果表明，整體看工具變量的選取是有效的。由表6 可知，第一階段，滯后1期和滯后2 期的貿(mào)易便利化系數(shù)分別為0.859 和-0.320，且均通過了1%顯著性水平檢驗，表明上1期貿(mào)易便利化水平高低與當期該指標呈正相關，而前2 期與當期呈負相關。第二階段，在控制其他變量后，貿(mào)易便利化對因變量的估計系數(shù)為2.718，通過了1%的顯著性水平檢驗，再次表明貿(mào)易便利化對中國農(nóng)產(chǎn)品出口具有顯著推動作用，進一步驗證了前文的回歸結果。

表6 內(nèi)生性檢驗結果

（四）模擬分析

根據(jù)前文實證結果可知，貿(mào)易便利化水平對擴大中國農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模有顯著促進作用，為明確便利化水平提升對中國農(nóng)產(chǎn)品出口 “沿線主要國家”的影響度，模擬當各國便利化水平均增長20%后對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的潛力。具體做法：一是將增長后的貿(mào)易便利水平記為STFI，則STFI=TFI×1.2，利用表5 回歸結果，計算得到貿(mào)易便利化水平提升后的中國農(nóng)產(chǎn)品出口額模擬值SV；二是將實際值RV 和模擬值SV 相比，得到中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易伙伴的潛力指數(shù)PI。根據(jù)帥傳敏（2009）的研究，當PI＜0.8 時，說明貿(mào)易潛力巨大，應通過降低貿(mào)易成本、減少貿(mào)易壁壘等方法增加貿(mào)易來往；當0.8≤PI≤1.2 時，說明貿(mào)易雙方存在一定的貿(mào)易潛力，應在現(xiàn)有基礎上進一步提升貿(mào)易便利化水平；當PI＞1.2 時，說明貿(mào)易潛力已充分挖掘，需要尋找新的助推因素來促進雙邊貿(mào)易往來。鑒于此，以2009 年、2014 年 和2019 年為例，測算了中國農(nóng)產(chǎn)品對“沿線主要國家”的出口潛力（如表7 所示）。由表7可知，在這三年，中國對新加坡、埃及、沙特阿拉伯、斯里蘭卡、希臘、阿曼和肯尼亞的農(nóng)產(chǎn)品出口潛力指數(shù)呈現(xiàn)不同變動趨勢，PI 值均低于0.53。其中，與希臘和阿曼的貿(mào)易潛力值低于0.1，表明目前中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模遠低于其市場需求，應重點開拓這些國家市場。相比而言，中國對巴基斯坦、也門和印度的農(nóng)產(chǎn)品出口潛力在樣本期間處于0.52～1.29 之間，且潛力指數(shù)整體呈現(xiàn)不斷下降趨勢，均從原來的1.2 左右分別降至0.87、0.69 和0.52，說明中國對這三個國家的農(nóng)產(chǎn)品實際出口水平與模擬水平相差不大，表明未來中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口存在較大增長空間。中國對越南、印度尼西亞、泰國、馬來西亞和孟加拉國的農(nóng)產(chǎn)品出口PI 值明顯超過上述兩類國家，其中，對越南和印尼的農(nóng)產(chǎn)品出口PI 值遠超臨界值1.2，說明中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口增長潛力已經(jīng)有限，應借助“海上絲綢之路”建設契機，尋找進一步擴大農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模的增長點。

表7 2009 年、2014 年和2019 年中國對“沿線主要國家”農(nóng)產(chǎn)品出口潛力測度

五、主要結論和對策建議

(一)主要結論

21 世紀“海上絲綢之路”是中國與貿(mào)易伙伴國的重要橋梁和紐帶。采用擴展引力模型，分析貿(mào)易便利化對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“沿線主要國家”的影響，并對貿(mào)易潛力進行預測。結果表明：伙伴國貿(mào)易便利化水平、中國人均GDP 及同屬AIIB 成員是提升中國農(nóng)產(chǎn)品出口流量的主要因素。中國對“沿線主要國家”的農(nóng)產(chǎn)品出口潛力差異顯著，對個別國家存在“貿(mào)易過?！?，對多數(shù)國家呈現(xiàn)“貿(mào)易不足”，需進一步挖掘貿(mào)易潛力。

(二)對策建議

1.擴大農(nóng)產(chǎn)品有效供給。中國農(nóng)產(chǎn)品出口“沿線主要國家”的貿(mào)易額與經(jīng)濟規(guī)模呈正比，說明提高國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品供給能力對促進中國農(nóng)產(chǎn)品出口至關重要。目前，中國正處于經(jīng)濟轉型的關鍵時期，必須加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。不斷推進農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)園及農(nóng)產(chǎn)品基地建設，加速農(nóng)業(yè)園區(qū)和農(nóng)業(yè)加工企業(yè)整合和聚集，不斷降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)消耗，大力發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)，實現(xiàn)資源有效配置，提高農(nóng)產(chǎn)品供給效率和質(zhì)量。此外，在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)中依靠先進技術，構建合作平臺，深化傳統(tǒng)特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)加工，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品多樣化和批量化，增加農(nóng)產(chǎn)品有效供給。

2.加強海陸空三位一體物流通道建設。海上距離對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的阻礙作用顯著，為妥善解決這個問題，中國沿海城市應積極合作，推動海陸空三位一體物流通道建設。一方面，中國應積極加強與東南亞國家、南亞國家及西亞國家的交流，共同探討建設便利的進出口貿(mào)易運輸渠道，推動立體集散物流體系建成，降低運輸成本，暢通中國與沿線各國的合作交流平臺，實現(xiàn)以先進物流推動“海上絲綢之路”建設之目的。另一方面，基于農(nóng)產(chǎn)品對運輸條件的較高要求，應積極引進先進的冷藏保鮮及冷鏈存儲技術和管理模式，與國內(nèi)物流企業(yè)達成戰(zhàn)略合作目標，實現(xiàn)標準化、規(guī)模化物流運輸，提高物流運輸服務水平，降低距離對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易造成的不利影響。

3.推動與貿(mào)易伙伴國自貿(mào)協(xié)定的簽訂。實證結果表明，中國和貿(mào)易對象同屬AIIB 成員可以顯著提高中國農(nóng)產(chǎn)品對伙伴國的出口。目前，中國已簽署協(xié)定的自貿(mào)區(qū)有19 個。其中與“沿線主要國家”中的6 個國家簽署了自貿(mào)協(xié)定?；谧再Q(mào)區(qū)建設對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的推動作用十分顯著，中國政府應加強與各國的高層交流，在增進與“沿線主要國家”相互了解的基礎上，努力推動自貿(mào)區(qū)談判和建設，加快實施自由貿(mào)易區(qū)建設，實現(xiàn)中國與周邊“海上絲綢之路” 大部分國家和地區(qū)建立建成自由貿(mào)易區(qū)，形成“海上絲綢之路”經(jīng)濟帶動市場。

4.針對性擴大中國農(nóng)產(chǎn)品的國別出口規(guī)模。在中國農(nóng)產(chǎn)品出口“沿線主要國家”貿(mào)易潛力測算中發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力巨大。應加大對“沿線主要國家”市場研究，充分利用“海上絲綢之路”建設提供的優(yōu)惠政策和貿(mào)易便利化措施，一方面，擴大中國特有溫帶農(nóng)產(chǎn)品如小麥、棉花、油菜等對希臘等國的出口，另一方面，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品深加工和精加工，豐富農(nóng)產(chǎn)品出口種類，提高農(nóng)產(chǎn)品出口附加值，努力擴大中國農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模。此外，中國對東盟各國的農(nóng)產(chǎn)品出口額雖然較其他國家要多，但對其的出口潛力并未充分挖掘出來。應繼續(xù)保持與東盟各國的友好合作關系，不斷優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品出口結構，持續(xù)擴大中國農(nóng)產(chǎn)品在其國內(nèi)的市場占有率。

5.借“海上絲綢之路”建設契機，實現(xiàn)中國與“沿線主要國家”農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易便利化?！昂Ｉ辖z綢之路”建設的核心理念之一是加強與東南亞、西亞以及歐洲國家和地區(qū)的經(jīng)貿(mào)合作。“海上絲綢之路”將各國重要港口作為節(jié)點，構建國家間安全、有效、通暢的貿(mào)易渠道。在此背景下，針對交通基礎設施建設的大規(guī)模投資極大地改善了貨物通關設施及整體流程，在一定程度上消除了原有貿(mào)易渠道中煩瑣的人為性障礙。因此，作為“海上絲綢之路”的倡導者，中國應借助“一帶一路”建設契機，不斷深化與已簽訂FTA 國家的合作交流，并對沿線國家提供必要的技術支持和資金援助，注重整個區(qū)域發(fā)展，提升并強化區(qū)域整體貿(mào)易便利化水平，大幅擴大中國與沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口規(guī)模。