施炳展 吳金霞

（南開大學(xué)，天津 300071）

主流貿(mào)易理論認(rèn)為，貿(mào)易自由化是經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力量，特別是考慮動態(tài)貿(mào)易利益后，貿(mào)易自由化通過競爭促進、技術(shù)溢出、創(chuàng)新激發(fā)和制度改善等渠道推動貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，體現(xiàn)為貿(mào)易增長方式優(yōu)化，即從數(shù)量擴張轉(zhuǎn)向廣度增長和價格提升，這為新時代中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了重要洞察。貿(mào)易協(xié)定是各國推進貿(mào)易自由化的政策工具。WTO數(shù)據(jù)顯示，貿(mào)易協(xié)定數(shù)量由1992年的32個增加到2021年的355個，增長10倍以上；從貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容看，貿(mào)易自由化程度也不斷增強，經(jīng)歷了從非互惠貿(mào)易協(xié)定、優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定、自由貿(mào)易協(xié)定、關(guān)稅同盟到共同市場、經(jīng)濟聯(lián)盟的變化。中國政府一貫致力于構(gòu)建更高層次的雙邊和多邊貿(mào)易協(xié)定。截至目前，中國已與26個國家和地區(qū)簽署了19個自由貿(mào)易協(xié)定。國家“十四五”規(guī)劃和中共“二十大”報告都明確提出，全面提高對外開放水平，推動貿(mào)易和投資自由化便利化，推進貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展。由此，全面評估和考察貿(mào)易協(xié)定如何影響貿(mào)易增長方式極為迫切。

一、文獻綜述

本文與兩類文獻直接相關(guān)。第一類文獻研究貿(mào)易邊際分解及其對貿(mào)易增長的貢獻。這類文獻基于Melitz（2003）等異質(zhì)性企業(yè)理論文獻，在實證層面將貿(mào)易規(guī)模分解為廣度和深度，廣度指貿(mào)易關(guān)系數(shù)目，深度指對應(yīng)廣度的平均貿(mào)易規(guī)模，如Felbermayr和Kolher（2006）、Bernard等（2009）、Hummels和Klenow（2005）。在二元邊際分解基礎(chǔ)上，Hummels和Klenow（2005）、施炳展（2010）等將貿(mào)易深度進一步分解為數(shù)量和價格?，F(xiàn)有文獻對貿(mào)易二元邊際的研究較為豐富，但對數(shù)量和價格的研究較少。Helpman等（2008）、Amiti和Freund（2010）、Besede?和Prusa（2011）、Baier等（2014）、Baccini等（2017）認(rèn)為貿(mào)易增長主要來自深度；也有學(xué)者強調(diào)貿(mào)易廣度的重要性，如Hummels和Klenow（2005）、Evenett和Venables（2002）。Fernandes等（2018）發(fā)現(xiàn)深度和廣度同等重要；Felbermayr和Kohler（2006）認(rèn)為深度和廣度的貢獻度隨時間變化；施炳展（2010）則認(rèn)為廣度和數(shù)量共同驅(qū)動了中國出口增長。

第二類文獻討論貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易增長和貿(mào)易邊際的影響。理論上貿(mào)易協(xié)定通過減少貿(mào)易固定成本和可變成本提升雙邊貿(mào)易量（Eaton and Kortum, 2002；Melitz,2003；Bernard et al，2003；Chaney，2008）。貿(mào)易協(xié)定會降低貿(mào)易政策不確定性，減少固定貿(mào)易成本（Dutt et al，2013）；同時降低關(guān)稅壁壘、非關(guān)稅壁壘等可變貿(mào)易成本，最終提升貿(mào)易規(guī)模（Baccini et al，2017）?，F(xiàn)有大部分文獻從二元邊際角度研究貿(mào)易協(xié)定如何推動貿(mào)易增長。Dutt等（2013）認(rèn)為加入WTO主要提升了貿(mào)易廣度而非貿(mào)易深度；Falvey和Foster（2022）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易協(xié)定提升貿(mào)易廣度但降低貿(mào)易深度；呂建興和張少華（2021）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易協(xié)定僅提升了中國貿(mào)易深度，且作用隨時間增強；貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易邊際的影響呈現(xiàn)差異性，受貿(mào)易協(xié)定類型、伙伴國發(fā)展水平、地理和文化等因素影響，如Baier和Bergstrand（2009）、Eicher和Henn（2011）、Eicher和Henn（2011）、Cheong等（2015）、Baier等（2018）、林僖和鮑曉華（2019）。

現(xiàn)有文獻也考察了貿(mào)易價格的決定因素，但缺少貿(mào)易協(xié)定維度，也未在統(tǒng)一框架下將價格、數(shù)量與廣度進行對比分析。Hummels和Skiba（2004）考察地理距離對貿(mào)易價格的影響方向及機制；Harrigan等（2015）考察企業(yè)生產(chǎn)率、資本密集度對貿(mào)易價格的影響；Manova和Zhang（2012）、Bas和Strauss（2015）、Fan等（2018）、樊海潮等（2022）從微觀層面考察企業(yè)貿(mào)易價格的決定因素，但未涉及廣度與數(shù)量。

綜上，現(xiàn)有文獻大都集中考察貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易規(guī)模及二元邊際的影響，對貿(mào)易價格的關(guān)注度較低，也無法考察貿(mào)易協(xié)定對廣度、數(shù)量和價格影響的相對重要性。本文延續(xù)Hummels和Klenow（2005）、施炳展（2010）的三元邊際分解思路，在引力模型統(tǒng)一框架下考察貿(mào)易協(xié)定對三元邊際的影響及相對重要性，對比分析貿(mào)易協(xié)定的數(shù)量效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)，呼應(yīng)對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的時代主題。本文可能的邊際貢獻有：將貿(mào)易深度進一步細(xì)分為數(shù)量和價格，更細(xì)致地研究貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易增長方式的作用，政策上也與貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展密切相關(guān)；基于170個國家層面數(shù)據(jù)，對比分析貿(mào)易協(xié)定對中國貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易邊際的影響，整體上展現(xiàn)貿(mào)易協(xié)定作用的一般性和特殊性，為科學(xué)制定貿(mào)易政策提供參考；從貿(mào)易成本角度探討貿(mào)易協(xié)定影響貿(mào)易的內(nèi)在機制，并從協(xié)定異質(zhì)性、國家異質(zhì)性等多層面討論內(nèi)在機制作用的異質(zhì)性，在研究內(nèi)容和結(jié)論方面豐富了現(xiàn)有文獻。

二、研究框架與描述統(tǒng)計分析

（一）研究框架

沿用Hummels和Klenow（2005）、施炳展（2010）的分析思路，將i國對j國出口占i國總出口的份額分解為貿(mào)易廣度、貿(mào)易數(shù)量和貿(mào)易價格即式（1）：

引入Anderson和Wincoop（2003）推導(dǎo)的雙邊貿(mào)易規(guī)模決定方程：

將式（2）兩邊同時除以i國總出口Xi得到：

tij為雙邊貿(mào)易成本，可表示為貿(mào)易協(xié)定的函數(shù)：tijσ-1=exp-(δRTAij+ΣlβlΩijl+μij)。其中，RTAij∈{0,1}，是一個指示變量，如果兩國t年有貿(mào)易協(xié)定則取值為1，否則取值為0；ΣlβlΩijl為其他貿(mào)易成本；μij～N(0,σμ2)表示隨機因素。在不考慮零貿(mào)易的情況下，引入時間因素后，將式（3）兩邊取自然對數(shù)得到基準(zhǔn)回歸模型：

其中，β0=-lnYW，為常數(shù)項；Xi=lnYi-lnXi+(σ-1)lnPi為出口方固定效應(yīng)；Xj=lnYj+(σ-1)lnPj為進口方固定效應(yīng)；Xt為年份固定效應(yīng)。

（二）變量及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

被解釋變量為貿(mào)易份額及其三元邊際分解。貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫報告了各國雙邊6分位貿(mào)易數(shù)據(jù)。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為是否簽訂貿(mào)易協(xié)定即RTAijt。數(shù)據(jù)來源于EIA數(shù)據(jù)庫，將其與雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進行匹配，最終得到1996～2017年170個簽訂貿(mào)易協(xié)定國家間的貿(mào)易數(shù)據(jù)樣本。

3.控制變量

雙邊經(jīng)濟規(guī)模（lngdp_i和lngdp_j），較大經(jīng)濟規(guī)模的國家有更強的產(chǎn)品生產(chǎn)和出口能力，也有更大的產(chǎn)品購買和消費意愿（Walsh，2006），數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。地理距離（lndist），地理距離越近，運輸和信息成本越低，貿(mào)易規(guī)模越大。兩國是否相鄰（contig），接壤國家間貿(mào)易成本更低，貿(mào)易規(guī)模更大。文化差異，comlang表示兩國是否共講主要官方語言，comrelig表示兩國宗教信仰接近指數(shù)。歷史聯(lián)系，sibling、comcol和col_dep_ever分別表示歷史上是否隸屬于同一國家或地區(qū)、是否有共同殖民者以及是否曾為殖民地。制度差異，comleg表示兩國是否屬于同一法律體系。雙邊貿(mào)易成本數(shù)據(jù)均來源于CEPII的Gravity數(shù)據(jù)庫。相關(guān)變量描述統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

圖1給出了按照是否簽訂貿(mào)易協(xié)定分類的貿(mào)易規(guī)模及其三元邊際的核密度對比圖?？梢钥闯觯嘿Q(mào)易協(xié)定國之間的貿(mào)易規(guī)模、廣度和數(shù)量的核密度曲線整體偏右且波峰更高，說明貿(mào)易協(xié)定能夠促進雙邊貿(mào)易規(guī)模、廣度和數(shù)量的提升；但貿(mào)易價格無明顯差別。

圖1 未簽訂和已簽訂貿(mào)易協(xié)定樣本的對比分析

三、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

采用式（4）進行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見表2。RTA對規(guī)模、廣度和數(shù)量的回歸系數(shù)均顯著為正，說明貿(mào)易協(xié)定主要通過廣度和數(shù)量途徑提升貿(mào)易規(guī)模；但對價格回歸系數(shù)不顯著。其主要原因可能是：貿(mào)易協(xié)定導(dǎo)致可變貿(mào)易成本下降，增加貿(mào)易數(shù)量；貿(mào)易協(xié)定也降低了固定貿(mào)易成本，使非貿(mào)易企業(yè)轉(zhuǎn)為貿(mào)易企業(yè)，增加貿(mào)易廣度；貿(mào)易協(xié)定與從量或從價形式的貿(mào)易成本均相關(guān)，但兩種形式的貿(mào)易成本對價格的影響方向不同（Hummels and Skiba，2004），從而對貿(mào)易價格影響并不確定。如果貿(mào)易價格可以近似替代貿(mào)易質(zhì)量，上述結(jié)果表明貿(mào)易協(xié)定主要通過數(shù)量而非質(zhì)量促進貿(mào)易發(fā)展。控制變量的回歸結(jié)果符合預(yù)期，不再贅述。

（二）機制分析

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

如前所述，貿(mào)易協(xié)定主要通過降低貿(mào)易成本提升貿(mào)易規(guī)模。信息成本是貿(mào)易成本的組成部分，且差異化產(chǎn)品貿(mào)易對信息要求更高，從而差異化產(chǎn)品對貿(mào)易協(xié)定的反應(yīng)彈性應(yīng)更大，類似邏輯見Fink等（2005）、Brynjolfsson等（2019）、Fernandes等（2019）。因此，參考Rauch（1999）的分類方法，將貿(mào)易品劃分為差異化產(chǎn)品與同質(zhì)產(chǎn)品，采用交叉項方法驗證理論機制，即將是否為差異化產(chǎn)品與RTA交乘（RTA×CON）加入基準(zhǔn)回歸中，回歸結(jié)果見表3列(1)～列(3)，交乘項系數(shù)顯著為正，說明差異化產(chǎn)品較同質(zhì)產(chǎn)品對貿(mào)易協(xié)定的反應(yīng)彈性更大，印證了信息成本是貿(mào)易協(xié)定的作用渠道之一。

按照類似思路，貿(mào)易協(xié)定不僅可以降低雙邊信息成本，也可以降低其他形式的貿(mào)易成本（Handley，2014；Lim?o and Maggi，2015；Handley and Lim?o，2017），為此進一步考察貿(mào)易協(xié)定對雙邊整體貿(mào)易成本的影響，采用Novy（2013）的方法，利用雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)反推雙邊貿(mào)易成本，回歸結(jié)果見表3列(4)～列(6)，交叉項系數(shù)顯著為正，表明貿(mào)易協(xié)定對雙邊貿(mào)易成本較大樣本的作用更顯著，意味著貿(mào)易協(xié)定通過降低貿(mào)易成本渠道影響雙邊貿(mào)易。

表3 機制分析

（三）異質(zhì)性分析

如前所述，貿(mào)易協(xié)定主要通過降低貿(mào)易成本影響貿(mào)易增長模式，但這一機制在不同樣本中呈現(xiàn)異質(zhì)性。一方面，貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容具有異質(zhì)性，從而引致貿(mào)易成本下降幅度存在差異性，進一步導(dǎo)致貿(mào)易協(xié)定作用程度不同；另一方面，貿(mào)易協(xié)定發(fā)揮作用的外部條件不同，如各國基礎(chǔ)設(shè)施、法律制度等，這會引致貿(mào)易協(xié)定執(zhí)行程度不同，進一步導(dǎo)致貿(mào)易協(xié)定作用的差異性。

1.貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容異質(zhì)性

貿(mào)易協(xié)定自由化程度異質(zhì)性。EIA數(shù)據(jù)庫根據(jù)貿(mào)易自由化程度遞增將貿(mào)易協(xié)定分為6類：非互惠貿(mào)易協(xié)定（NR-PTA）、優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定（PTA）、自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）、關(guān)稅同盟（CU）、共同市場（CM）和經(jīng)濟同盟（EU）。將不同貿(mào)易協(xié)定同時加入基準(zhǔn)回歸，結(jié)果見表4。從非互惠貿(mào)易協(xié)定到關(guān)稅同盟，隨著貿(mào)易協(xié)定自由化程度提升，貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易規(guī)模、廣度和數(shù)量的促進作用增強。但自由化程度最高的共同市場和經(jīng)濟同盟對貿(mào)易規(guī)模沒有影響，且降低了廣度。原因可能是，在共同市場、經(jīng)濟同盟類貿(mào)易協(xié)定簽署前，成員間的貿(mào)易成本已較低，非貿(mào)易主體轉(zhuǎn)為貿(mào)易主體的潛力較小，且商品流動可能被要素流動替代；但在深度層面，共同市場、經(jīng)濟同盟對已有貿(mào)易關(guān)系的進一步發(fā)展仍有促進作用?？傮w而言，貿(mào)易自由化程度高低會影響貿(mào)易規(guī)模、廣度和數(shù)量，但對貿(mào)易價格均無顯著作用。

是否包含服務(wù)貿(mào)易條款。是否包含服務(wù)貿(mào)易條款是考察貿(mào)易協(xié)定自由化程度的一個維度。表5報告了是否含有服務(wù)貿(mào)易條款對雙邊貿(mào)易的影響結(jié)果。雖然貨物貿(mào)易協(xié)定和服務(wù)貿(mào)易協(xié)定條款都能提升雙邊貿(mào)易數(shù)量，但貨物貿(mào)易協(xié)定顯著提升了貿(mào)易廣度，而服務(wù)貿(mào)易條款卻抑制了貿(mào)易廣度，從而僅含貨物貿(mào)易條款的貿(mào)易協(xié)定作用更大一些。與表4的解釋類似，含有服務(wù)貿(mào)易條款的協(xié)定往往具有更高的自由化程度，廣度擴張潛力有限，而且可能通過要素流動替代已有的商品流動，降低了貿(mào)易廣度；但對于給定的貿(mào)易關(guān)系，貿(mào)易成本下降仍然可以提升貿(mào)易數(shù)量。但無論哪類貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易價格的影響均不顯著，這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似。

貿(mào)易協(xié)定核心條款深度差異。貿(mào)易協(xié)定核心條款的具體內(nèi)容更能體現(xiàn)貿(mào)易協(xié)定間的差異性。為此，采用Horn等（2010）的HMS分類方法，將現(xiàn)存于WTO框架內(nèi)的14項議題稱為“第一代貿(mào)易政策”，將尚未包含在現(xiàn)行WTO多哈回合談判框架和規(guī)則下的38項議題稱為“第二代貿(mào)易政策”。借鑒Damuri（2012）的方法，根據(jù)在貿(mào)易協(xié)定中的出現(xiàn)頻次，從以上52項議題中提取18項核心議題，包括工業(yè)產(chǎn)品減讓、農(nóng)業(yè)產(chǎn)品減讓、海關(guān)程序、出口稅、反傾銷、反補貼、衛(wèi)生和植物檢疫、技術(shù)性貿(mào)易壁壘、TRIMS、TRIPs和資本自由流動等11項“邊境上措施”，國有企業(yè)、GATS、IPR、公共補助、政府采購、投資和競爭政策等7項“邊境后措施”。最后將18個核心議題包含的條款進行簡單加總并進行標(biāo)準(zhǔn)化處理得到貿(mào)易協(xié)定核心深度指數(shù)（Totaldep），直接反映貿(mào)易協(xié)定的自由化程度。表6列(1)～列(4)回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易協(xié)定核心深度程度越高，雙邊貿(mào)易數(shù)量和貿(mào)易規(guī)模越大。

表4 貿(mào)易協(xié)定自由化程度異質(zhì)性回歸結(jié)果

關(guān)稅與非關(guān)稅條款深度差異性。借鑒Damuri（2012）的做法，按照貿(mào)易協(xié)定深度條款是否涉及關(guān)稅減讓議題，將深度條款劃分為關(guān)稅與非關(guān)稅條款。其中，關(guān)稅條款包括工業(yè)產(chǎn)品減讓、農(nóng)業(yè)產(chǎn)品減讓、反傾銷、反補貼、TRIMs和TRIPs共6項子指標(biāo)，其余 46 項子指標(biāo)為非關(guān)稅條款（張志明，2022）。為考察關(guān)稅條款和非關(guān)稅條款深度水平對貿(mào)易規(guī)模及三元邊際的影響，依據(jù)貿(mào)易協(xié)定核心深度指數(shù)（Totaldep）的計算方法，構(gòu)建關(guān)稅與非關(guān)稅條款深度指數(shù)（Tardepi和nonTardepi），將其替代RTA進行回歸。由表6列(5)～列(12)回歸結(jié)果可知，Tardepi和nonTardepi對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易數(shù)量的估計系數(shù)均顯著為正，且Tardepi的估計系數(shù)更大，而對貿(mào)易廣度并無顯著影響。這說明，與僅涉及非關(guān)稅條款的貿(mào)易協(xié)定相比，僅涉及關(guān)稅條款的貿(mào)易協(xié)定對雙邊貿(mào)易數(shù)量和貿(mào)易規(guī)模的提升效應(yīng)更大。原因可能是，非關(guān)稅條款極具隱蔽性、不易區(qū)分和實施，而關(guān)稅條款更加透明、簡單明了且容易實施，對雙邊產(chǎn)品貿(mào)易的促進作用更強（許亞云等，2020）。

2.貿(mào)易國家對異質(zhì)性

發(fā)展水平差異性。貿(mào)易雙方在歷史條件、制度環(huán)境和開放水平諸多方面存在差異性，這構(gòu)成了貿(mào)易協(xié)定發(fā)揮作用的外部環(huán)境，從而影響貿(mào)易協(xié)定作用大小及方向。因此，將貿(mào)易雙方劃分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家，分樣本回歸結(jié)果見表7?？傮w而言，4種類型的貿(mào)易協(xié)定都能提升貿(mào)易規(guī)模，且對貿(mào)易價格仍無顯著影響，但對貿(mào)易廣度和數(shù)量的影響程度各異。首先，“發(fā)達國家—發(fā)達國家”和“發(fā)展中國家—發(fā)展中國家”類型的貿(mào)易協(xié)定均提升了貿(mào)易廣度和貿(mào)易數(shù)量，這與劉德學(xué)等（2022）的結(jié)論保持一致，也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。其次，“發(fā)達國家—發(fā)展中國家”類型的貿(mào)易協(xié)定僅提升了貿(mào)易廣度。原因可能是，發(fā)達國家國內(nèi)市場規(guī)模巨大，可以生產(chǎn)多種產(chǎn)品；從動態(tài)看，發(fā)達國家也處于創(chuàng)新前沿，創(chuàng)新表現(xiàn)之一是產(chǎn)品種類不斷增加；由此，發(fā)達國家成為世界貿(mào)易產(chǎn)品種類存量和增量的來源地，這也是發(fā)達國家成為貿(mào)易大國的重要因素。因此，“發(fā)達國家—發(fā)展中國家”類型的貿(mào)易協(xié)定簽訂后，發(fā)展中國家進口固定成本下降，引致發(fā)達國家出口更多的產(chǎn)品種類，增加貿(mào)易廣度。對于發(fā)達國家而言，依靠產(chǎn)品種類和產(chǎn)品質(zhì)量獲勝是重要的國際競爭手段，但在貿(mào)易數(shù)量擴張上并不具有優(yōu)勢，因此數(shù)量增加有限。最后，“發(fā)展中國家—發(fā)達國家”類型的貿(mào)易協(xié)定僅提升了貿(mào)易數(shù)量。其可能原因是，貿(mào)易協(xié)定雖然促使發(fā)達國家更大程度開放國內(nèi)市場，發(fā)展中國家能夠獲得市場準(zhǔn)入機會，但發(fā)展中國家企業(yè)產(chǎn)品市場競爭力較弱，難以在發(fā)達國家的激烈競爭中立足，因此僅能集中生產(chǎn)和出口具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，在比較優(yōu)勢產(chǎn)品上不斷擴大出口數(shù)量，甚至依靠不斷降低價格實現(xiàn)數(shù)量增長，但無法通過產(chǎn)品多元化戰(zhàn)略實現(xiàn)貿(mào)易增長。

表5 是否含有服務(wù)貿(mào)易條款異質(zhì)性回歸結(jié)果

表6 貿(mào)易協(xié)定深度條款異質(zhì)性回歸結(jié)果

制度質(zhì)量差異性。貿(mào)易協(xié)定是否能夠貫徹執(zhí)行受到一國契約執(zhí)行效率的影響，這進一步由一國制度質(zhì)量決定。采用世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫的6個全球治理指標(biāo)均值度量各國制度質(zhì)量，包括話語權(quán)與問責(zé)制、政治穩(wěn)定性、政府有效性、監(jiān)管質(zhì)量、法律法規(guī)和貪腐控制。利用進出口國制度質(zhì)量之差的絕對值表示雙邊制度質(zhì)量差異。以當(dāng)年雙邊制度質(zhì)量差異的均值為界，將樣本劃分為雙邊制度質(zhì)量差異較大組和較小組分別進行回歸。結(jié)果見表8，貿(mào)易協(xié)定在雙邊制度質(zhì)量差異小的樣本國家中作用更大，且對貿(mào)易價格具有負(fù)向影響。原因可能是，進出口國之間較小的制度質(zhì)量差異可以增進信任、降低溝通協(xié)調(diào)成本、減少貿(mào)易摩擦沖突、降低不確定性（王孝松和常遠(yuǎn)，2022）。

表7 貿(mào)易雙方發(fā)展水平異質(zhì)性

表8 雙邊制度質(zhì)量差異性回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

將簽訂貿(mào)易協(xié)定視為外生政策沖擊，考察貿(mào)易協(xié)定對雙邊貿(mào)易的影響。由于進出口國家之間簽訂貿(mào)易協(xié)定的時間不同，因此,本文實證研究借鑒多期DID方法進行估計，將簽訂貿(mào)易協(xié)定的國家對視為處理組，未簽訂貿(mào)易協(xié)定的國家對視為控制組。采用DID方法估計的前提是政策實施前控制組和處理組具有相同的變化趨勢，政策實施后兩組變化趨勢差異明顯。平行趨勢檢驗結(jié)果見圖2，0時點為RTA簽訂之時。圖2顯示，在貿(mào)易協(xié)定簽訂前，處理組與控制組趨勢基本一致，其貿(mào)易效應(yīng)大多不顯著；在貿(mào)易協(xié)定簽訂后，貿(mào)易協(xié)定對處理組的進出口國家雙邊貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易廣度和數(shù)量的影響為正，且其正向影響逐漸擴大并趨于穩(wěn)定。

2.內(nèi)生性討論與處理

雙邊貿(mào)易規(guī)模較大的經(jīng)濟體間更容易簽訂貿(mào)易協(xié)定，以實現(xiàn)更大規(guī)模、更多種類和更高質(zhì)量的貿(mào)易流量，因此存在雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。另外，可能存在同時影響貿(mào)易協(xié)定與貿(mào)易規(guī)模的變量，如單邊隨時間變化的政治事件等，由此可能導(dǎo)致遺漏變量引致的內(nèi)生性問題。對此，進行兩方面處理。

圖2 平行趨勢檢驗

第一，采用工具變量法進行回歸。借鑒鐵瑛等（2021）采用貿(mào)易雙方簽訂貿(mào)易協(xié)定數(shù)量差異以及滯后一期的貿(mào)易協(xié)定變量LRTA同時作為當(dāng)期貿(mào)易協(xié)定的工具變量進行回歸。一般認(rèn)為，兩經(jīng)濟體簽訂貿(mào)易協(xié)定的數(shù)量差距反映了雙方簽訂貿(mào)易協(xié)定的談判成本，數(shù)量差距越大，意味著雙邊簽訂貿(mào)易協(xié)定的經(jīng)驗差距越大，從而抬高雙方簽訂貿(mào)易協(xié)定的談判成本，影響貿(mào)易協(xié)定簽訂?；貧w結(jié)果見表9列(1)～列(4)，RTA系數(shù)的顯著性和方向都與基準(zhǔn)回歸保持一致。第二，改變固定效應(yīng)處理方法。在回歸中采用進口國—年份、出口國—年份二維固定效應(yīng)，以控制隨國別—時間變化的所有單邊影響，避免遺漏變量?；貧w結(jié)果見表9列(5)～列(8)，RTA對雙邊貿(mào)易量、貿(mào)易廣度和貿(mào)易數(shù)量的影響仍然顯著為正，對貿(mào)易價格仍無顯著影響。

表9 考慮內(nèi)生性后的回歸結(jié)果

3.樣本選擇偏差

上述分析均未考慮零貿(mào)易因素，忽略零貿(mào)易直接采用OLS估計會由于樣本選擇偏差而產(chǎn)生有偏估計，接下來采用Heckman兩步法解決零貿(mào)易問題，該方法要求至少需要一個變量只在選擇方程中出現(xiàn)而不在結(jié)果方程中出現(xiàn)。借鑒Helpman等（2008）的做法，選擇雙邊貿(mào)易所需天數(shù)作為方程中的排他性變量。雙邊貿(mào)易所需天數(shù)屬于固定貿(mào)易成本，影響貿(mào)易發(fā)生，但不影響貿(mào)易規(guī)模。估計結(jié)果見表10，列(1)顯示第一階段（選擇方程）估計結(jié)果，Dummy表示是否進行雙邊貿(mào)易，結(jié)果顯示雙邊貿(mào)易所需天數(shù)會對出口貿(mào)易行為選擇產(chǎn)生影響；列(2)～列(5)顯示第二階段控制逆米爾斯比后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示考慮樣本選擇偏差后，核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸僅控制了出口方、進口方和年份固定效應(yīng)，面板數(shù)據(jù)框架下會遺漏部分隨時間和進出口變化的變量。剔除這些遺漏變量影響的一個方法是采用截面數(shù)據(jù)回歸，同時控制出口方和進口方固定效應(yīng)。因此，以各年度數(shù)據(jù)進行截面數(shù)據(jù)回歸，部分結(jié)果見表11。其一，從均值看，2007～2017年的回歸系數(shù)值大于1996～2006年，說明貿(mào)易協(xié)定促進作用有所增加，原因可能在于貿(mào)易協(xié)定自由化程度提升。其二，從途徑看，大多數(shù)年份貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易廣度的系數(shù)為正，意味著貿(mào)易協(xié)定對降低固定貿(mào)易成本的作用更重要且穩(wěn)健。其三，價格貢獻率微乎其微，且大多數(shù)年份為負(fù)值，說明貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易價格、進而對貿(mào)易質(zhì)量并未產(chǎn)生任何顯著正向影響。

表10 Heckman兩步法估計結(jié)果

表11 不同年份截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

5.替換樣本和矯正標(biāo)準(zhǔn)誤

采用以下兩種方法對基準(zhǔn)回歸進行穩(wěn)健性檢驗。其一，對樣本進行縮尾處理。為剔除極端值對基準(zhǔn)回歸的影響，將被解釋變量lnR、lnEx、lnQ和lnP小于5%和大于95%的百分位數(shù)值刪除，再進行回歸?；貧w結(jié)果見表12列(1)～列(4)，RTA系數(shù)符號及顯著性仍然與基準(zhǔn)回歸保持一致。其二，矯正標(biāo)準(zhǔn)誤。借鑒MacKinnon和White（1985）的做法，根據(jù)樣本量和變量數(shù)量調(diào)整自由度，重新計算標(biāo)準(zhǔn)誤，以保證本文估計系數(shù)不被高估?；貧w結(jié)果見表12列(5)～列(8)，核心解釋變量RTA系數(shù)大小并無明顯變化。

表12 替換樣本和矯正標(biāo)準(zhǔn)誤

（五）關(guān)于中國的分析

積極推動貿(mào)易協(xié)定簽署是中國實現(xiàn)高水平對外開放、實施雙循環(huán)戰(zhàn)略的重要抓手?？紤]到問題研究的現(xiàn)實意義，進一步考察中國簽署貿(mào)易協(xié)定的影響，特別注意中國樣本結(jié)果的一般性與特殊性。

首先，設(shè)置啞變量China標(biāo)識是否為中國，并將其與RTA的交乘項China_RTA放入基準(zhǔn)回歸模型(4)中，回歸結(jié)果見表13。由交乘項China_RTA的回歸系數(shù)可知，貿(mào)易協(xié)定對中國貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易數(shù)量的促進作用更明顯，對貿(mào)易廣度的促進作用弱于其他國家，但顯著提高了貿(mào)易價格，這顯然不同于整體樣本回歸結(jié)果。上述發(fā)現(xiàn)與呂建興和張少華（2021）、亢梅玲等（2017）的結(jié)論一致，原因可能在于：第一，中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟情境下存在大量農(nóng)村剩余勞動力，簽訂貿(mào)易協(xié)定引致貿(mào)易自由化程度提升，大量剩余資源從農(nóng)村轉(zhuǎn)向出口部門，而原有非出口部門的資源配置規(guī)模未必變化，從而貿(mào)易自由化引致的凈增長效應(yīng)會更大一些，表現(xiàn)為貿(mào)易數(shù)量增長快于世界平均水平。第二，貿(mào)易協(xié)定生效后導(dǎo)致的進口貿(mào)易自由化使得中國進口貿(mào)易壁壘下降，大量海外產(chǎn)品涌入導(dǎo)致國內(nèi)市場競爭更加激烈，使得中國具有一定生產(chǎn)率優(yōu)勢的出口企業(yè)為穩(wěn)固生存，集中企業(yè)資源生產(chǎn)現(xiàn)有核心產(chǎn)品和競爭力相對較高的少數(shù)優(yōu)勢產(chǎn)品，鞏固其市場地位，進而減緩了新產(chǎn)品研發(fā)，出口產(chǎn)品種類也減少（亢梅玲等，2017）；同時，那些不具有生產(chǎn)率優(yōu)勢和產(chǎn)品競爭力的企業(yè)可能直接退出市場，也導(dǎo)致出口產(chǎn)品多元化降低。第三，貿(mào)易自由化后，資源會流向高效率企業(yè)，導(dǎo)致低效率企業(yè)被迫退出市場，而高效率企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量和產(chǎn)品價格往往較高，促進了中國貿(mào)易價格提升；另一方面，中國與其他國家簽訂貿(mào)易協(xié)定后使得中間產(chǎn)品進口關(guān)稅下降，促使本國多產(chǎn)品出口企業(yè)對出口產(chǎn)品進行質(zhì)量升級，從而提高出口產(chǎn)品定價，這與Bas和Strauss（2015）、樊海潮等（2022）的結(jié)論一致。

表13 中國簽訂貿(mào)易協(xié)定作用考察

其次，進一步考察中國與發(fā)展中國家和發(fā)達國家簽訂貿(mào)易協(xié)定的差異性影響，結(jié)果見表14。由交乘項China_RTA的回歸系數(shù)可知，相比于發(fā)達國家，中國與發(fā)展中國家簽訂貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易規(guī)模、廣度和數(shù)量的估計系數(shù)絕對值更大，這說明中國與發(fā)展中國家簽訂貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易總量促進效應(yīng)更大。原因可能是，中國與發(fā)展中國家初始貿(mào)易自由化程度較低，因此貿(mào)易協(xié)定引致的貿(mào)易成本下降幅度更大，從而對貿(mào)易總體促進作用更明顯。中國與發(fā)達國家的貿(mào)易協(xié)定能夠提升貿(mào)易價格，與發(fā)展中國家的貿(mào)易協(xié)定作用相反。原因可能是，發(fā)達國家收入水平高、產(chǎn)品質(zhì)量要求更高；同時，中國存在大量源自發(fā)達國家的加工貿(mào)易訂單，這類產(chǎn)品具有較高的產(chǎn)品質(zhì)量，貿(mào)易協(xié)定使發(fā)達國家的收入效應(yīng)和加工貿(mào)易效應(yīng)發(fā)揮更加充分。

表14 中國與不同國家簽訂貿(mào)易協(xié)定作用異質(zhì)性分析

最后，考察中國簽署的不同類型貿(mào)易協(xié)定（NR-PTA、PTA）的影響，將啞變量China與NR-PTA、PTA的交乘項China_NRP、China_PTA分別放入基準(zhǔn)回歸模型（4）中，回歸結(jié)果見表15。對比交乘項China_NRP和China_PTA系數(shù)可知，相較于非互惠貿(mào)易協(xié)定，自由化程度更高的優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定對中國貿(mào)易規(guī)模提升作用更大。雖然兩種類型的貿(mào)易協(xié)定都能推動中國貿(mào)易數(shù)量提升，但非互惠貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易價格提升作用更大。

表15 中國簽訂不同類型貿(mào)易協(xié)定異質(zhì)性分析

總之，貿(mào)易協(xié)定在更大程度上提升了中國貿(mào)易數(shù)量，也對現(xiàn)階段貿(mào)易質(zhì)量改善具有積極作用，這體現(xiàn)了中國要素市場和產(chǎn)品市場的獨特轉(zhuǎn)型特征，意味著貿(mào)易自由化對發(fā)展中大國市場發(fā)育和制度改善的積極作用，凸顯了中國情境下貿(mào)易協(xié)定作用的一般性與特殊性。

四、結(jié)論與政策含義

本文聚焦貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易增長方式的影響，具體關(guān)注貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易廣度、數(shù)量和價格的影響，考察貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易規(guī)模與貿(mào)易增長方式的影響。研究結(jié)論如下：其一，貿(mào)易協(xié)定能夠顯著降低貿(mào)易成本，從而提升貿(mào)易廣度和貿(mào)易數(shù)量，但對貿(mào)易價格作用不顯著。其二，貿(mào)易協(xié)定的作用存在多維異質(zhì)性。貿(mào)易協(xié)定自由化程度、是否含有服務(wù)貿(mào)易條款、核心條款深度差異、關(guān)稅和非關(guān)稅條款深度差異均會導(dǎo)致貿(mào)易協(xié)定作用的異質(zhì)性。其三，從貿(mào)易國家對來看，經(jīng)濟發(fā)展水平和制度質(zhì)量均會影響貿(mào)易協(xié)定作用，所有協(xié)定均能提升貿(mào)易規(guī)模，且對貿(mào)易價格無顯著影響，但對貿(mào)易廣度和數(shù)量的影響各異。其四，由于中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的特殊性，貿(mào)易協(xié)定對中國貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易數(shù)量和貿(mào)易價格均具有積極影響，但降低了貿(mào)易廣度。簡言之，貿(mào)易協(xié)定在提升貿(mào)易規(guī)模的同時，也會影響貿(mào)易增長方式。

上述結(jié)論對應(yīng)的政策含義有3點。其一，要辯證看待貿(mào)易協(xié)定的作用，在肯定貿(mào)易協(xié)定提升貿(mào)易規(guī)模的同時，也要注意貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易價格的不確定影響。貿(mào)易價格特別是出口價格是構(gòu)成貿(mào)易條件優(yōu)化、實現(xiàn)貿(mào)易利益的重要方面，更是構(gòu)成貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的重要方面，要審慎對待貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易質(zhì)量效應(yīng)。其二，考慮到貿(mào)易協(xié)定自由化程度的異質(zhì)性影響，隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平變化，簽訂貿(mào)易協(xié)定的政策目標(biāo)、條款深度和實施手段也要適時調(diào)整，同時要根據(jù)貿(mào)易協(xié)定對象國特征選擇適宜科學(xué)的條款內(nèi)容。其三，對于中國而言，既要看到當(dāng)下貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易質(zhì)量的積極促進作用，也要考慮貿(mào)易協(xié)定的一般性結(jié)論，注意貿(mào)易協(xié)定在提升貿(mào)易價格和貿(mào)易質(zhì)量方面作用的有限性。