“一带一路”倡议对中国与其重要贸易伙伴国的经济效应研究

魏玮，张兵

（南开大学经济学院，天津 300071）

引言

2013年秋习近平主席在访问哈萨克斯坦和印度尼西亚时，先后提出了共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”倡议。2015年我国正式发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》，国外媒体和网民对这一倡议的关注度剧增①。截至2018年底，已经有122个国家与中国签署了政府间合作文件，这一倡议的国际影响力仍在不断扩大。当今时代发展的主题依然是和平与发展，对于西方国家逐渐出现的“逆全球化”思潮，“一带一路”倡议是顺应时代潮流的主张，这一倡议以合作共赢为基础，推动了全球贸易自由化和便利化，但是有些国家却将“一带一路”倡议污蔑为“债务陷阱”。本文将尝试论证“一带一路”倡议为沿线国家带来的经济效应，从而论证“一带一路”倡议是惠及各参与国的公共产品。

许多学者研究了区域经济一体化的经济效应。Ben-David（1996）较早研究了贸易和经济增长收敛性的关系[1]。陈雷和李坤望（2005）研究了三种不同类型的区域经济一体化模式的经济增长效应[2]。唐宜红和王微微（2007）分析了区域经济一体化伙伴国的经济水平对本国经济增长的影响[3]。全毅和高军行（2009）研究了东亚（10＋3）经济一体化的贸易和投资效应[4]。当前关于“一带一路”倡议产生的经济效应问题是学者们的研究重点，陈虹和杨成玉（2015）利用CGE模型模拟不同的贸易情况研究了“一带一路”倡议的国际经济效应，指出“一带一路”倡议的投资空间巨大[5]。张静中和王文君（2016）分析了在“一带一路”合作框架下中国-西亚自贸区的前瞻性经济效应[6]。毛艳华和杨思维（2017）通过构建经济一体化指数研究了区域经济一体化的经济效应[7]。王婉如（2018）构建伯特兰德双寡头模型分析了“一带一路”沿线国家中技术标准和贸易壁垒与国际经济效应的关系[8]。胡琰欣等（2019）分析了我国对“一带一路”沿线国家直接投资产生的绿色经济增长效应[9]。

由国民收入恒等式出发，常用外贸依存度来衡量一国经济对贸易的依赖程度，即外贸依存度=进出口总额/国内生产总值，林毅夫和李永军（2003）论述了这一方法的局限性，认为出口与进口对经济增长的影响并不相同，集中考察了出口对经济增长的影响[10]。沈利生和吴振宇（2004）同样认为采用支出法衡量贸易对经济的促进作用存在不足，主张区分进口与出口，采用投入产出法估计出口对经济的贡献程度[11]。李军（2008）同样分别测算了进、出口对经济增长的影响机制，认为进口与出口分别从供给层面和需求层面对经济增长产生影响，采用同一公式计算并不合理[12]。蔡洪杰和张烨（2011）通过拓展林毅夫修正模型研究了贸易对经济贡献的测算方法[13]。Baldwin（2009）提出运用HM指数（Hubness Measurement Index）测算不同国家之间的贸易依赖程度[14]。刘宏青（2012）借助HM指数研究了中国与重要东亚经济体的贸易依存关系[15]。从贸易依赖程度以及贸易周期的角度论证“一带一路”倡议对参与国家的重要影响，进而论证“一带一路”倡议是互利共赢的平台正是本文的创新之处。

一、中国与其“一带一路”贸易伙伴国的HM指数

（一）研究对象和研究方法

由于“一带一路”倡议并没有划定具体的空间范围，是一个开放包容的合作平台，本文将重点研究中国与其主要的“一带一路”贸易伙伴：韩国、越南、马来西亚、印度和俄罗斯之间的贸易依赖程度②，考察“一带一路”倡议对这一指标的影响，并进一步研究中国与韩国的贸易周期协动性，对比“一带一路”倡议提出前后这一协动性的变动。为了更好地考察“一带一路”倡议对各国的影响，本文还将对比同属于亚洲国家却尚未加入“一带一路”倡议的日本与中国之间的贸易依赖度以及贸易周期协动性变化。

外贸依存度虽然常用于分析一国经济对贸易的依赖情况，但由于加工贸易是我国的主要贸易形式，采用外贸依存度这一指标并不能反映我国贸易对经济的真实贡献度，而且多位学者研究发现，进口与出口对经济的影响机制并不相同，外贸依存度将进出口额加总计算的方法存在局限性，本文将采用HM指数衡量国家间的贸易依赖程度，此外这一指数还可以反映出区域经济一体化中的轴心国，计算公式可表示为式（1），其中HMij表示i国的出口对j国这一出口目的地的依赖程度，取值范围为[0,1]，该数值越大表示所衡量的依赖程度越大。Eij、Ei、Iij、Ij分别表示i国向j国的出口额、i国向所有国家和地区的出口总额、i国从j国的进口额、j国从所有国家和地区的进口总额。

（二）研究结果分析

由式（1）计算公式求得中国出口分别对韩国、越南、马来西亚、印度和俄罗斯的HM指数，结果如图1所示。

图1 中国出口对其“一带一路”重要贸易伙伴国的HM指数

可以看出，自1992年以来中国出口对韩国市场的HM指数整体呈现下降趋势，由“中国一带一路网”公布的大数据分析结果可知，2017年韩国是中国重要的“一带一路”贸易伙伴国，通过HM指数来看，自2013年秋季提出“一带一路”倡议以来，中韩的HM指数呈现平稳趋势，缓解了其自2008年以来的下降趋势。近五年的中韩HM指数数值与1992年的中韩HM指数十分接近，而在1992年中韩正式建立大使级外交关系。中国出口对越南、马来西亚、印度和俄罗斯的HM指数自1992年以来整体呈现上升趋势，中印HM指数自“一带一路”倡议提出以来从下降趋势转为上升趋势。中越HM指数则是在“一带一路”倡议提出当年大幅提高，随后保持平稳趋势。相反，中俄HM指数在2013年与2014年出现下滑趋势，随后缓慢上升。中马HM指数自1992年以来一直较为平稳。截至2017年，中韩HM指数与中印HM指数数值十分接近，且在中国重要的“一带一路”贸易伙伴国中数值最大，即当前中国出口对韩国和印度的依赖程度较高。中越HM数值较大，而中俄HM指数与中马HM指数数值接近且在所比较国家中数值最小。可以发现“一带一路”倡议提出以来，中俄HM指数、中越HM指数和中印HM指数的趋势变动较为明显，中韩HM指数则是稍微缓解了之前持续近七年的下降趋势，而中马HM指数仍是延续了之前的趋势，并未发生明显波动。对比日本可以发现，中国出口对日本的HM指数远高于中国“一带一路”倡议的五个最重要伙伴国，但是中日HM指数自1996年以来下降速度迅猛，截至2017年这一下降趋势稍显缓解，这反映出中国出口对日本市场的依赖程度持续降低，虽然目前中日HM指数仍然高于其他五国，但是当前中国与其五个重要“一带一路”倡议伙伴国的HM指数均呈现出不同程度的上升趋势，随着“一带一路”倡议的不断推进，中国出口对其“一带一路”贸易伙伴国的依赖程度存在超越日本的可能。

由图2可以看出，韩国出口对中国的HM指数自1992年以来整体呈现上升趋势，但自2013年以来，韩中HM指数开始缓慢下降，但数值仍是远远高于其他国家，反映出韩国出口对中国市场的依赖程度较高。马来西亚出口、越南出口和俄罗斯出口对中国的HM指数同样呈现上升趋势，但是上升趋势较为平缓，值得注意的是自2013年以来马中HM指数近乎稳定，而越中HM指数和俄中HM指数自2013年以来上升速度较为显著。印度出口对中国市场的HM指数整体趋势较为平稳，自2010年以来印中HM指数一直呈现下降趋势，并且该指数值明显低于其他比较的国家，即印度出口对中国市场的依赖程度较低。可以发现，自2013年提出“一带一路”倡议以来，越中HM指数和俄中HM指数变动较为明显，上升趋势明显变得陡峭，而韩中HM指数从之前的波动上升趋势变成了缓慢下降趋势，马中HM指数和印中HM指数则是延续了之前的变化趋势，并未发生明显波动。对比日本可以发现，日本出口对中国的HM指数较大，仅次于韩中HM指数，而且自1992年以来整体变动趋势与韩中HM指数近似，但是近五年的波动更接近于马中HM指数，呈现平稳趋势。

图2 中国“一带一路”重要贸易伙伴国的出口对中国市场的HM指数

对比图1和图2可以发现，中国与其“一带一路”重要贸易伙伴国的出口相互依赖程度并不对称，该不对称性不仅反映在数值大小方面，其变动趋势也同样呈现出不对称性。从指数大小可以看出，自2013年以来中国出口对五个伙伴国的HM指数均在[0.01,0.03]范围内，而这五个伙伴国的出口对中国的HM指数在[0.03,0.25]之间波动，反映出韩国、越南、马来西亚、印度和俄罗斯的出口对中国市场的依赖程度均远远高于中国出口对这五个国家的依赖程度。从与日本的对比中可以发现，“一带一路”倡议影响了中国出口对日本市场的依赖程度，但是并未明显影响到日本出口对中国市场的依赖程度，中日HM指数与日中HM指数同样存在不对称性。

二、中韩与中日的贸易周期协动性对比

（一）数据处理以及研究方法介绍

本文采用BVD-EIU CountryData数据库中的各国总出口额与总进口额数据，分别加总得到中国、韩国与日本的贸易总额，由于采用的是中日韩1993年第一季度至2018年第四季度的季度数据，首先分别进行X-12去季节性处理，然后为了更好地满足马尔科夫区制转移模型的正态假设，对去季节性处理后的贸易数据取对数，随后利用HP滤波法得到三个国家的贸易周期数据。对于贸易周期协动性分析方法，本文选择研究经济周期协动性常用的马尔科夫区制转移模型，在R语言平台进行模拟分析。

（二）中韩贸易周期协动性的研究结果分析

构建中韩贸易额的马尔科夫区制转移模型时，中国和韩国的贸易额均采用4阶自回归。经验证，韩国贸易周期模型的S-W正态检验的P值为0.016，通过了1%显著性水平下的正态检验，接受“误差服从正态分布”的原假设。同理，中国贸易周期模型的S-W正态检验的P值为0.24，同样通过了正态检验。此外，中韩模型均通过了相关性检验。

由表1的估计结果可以看出，韩国的贸易周期在区制1仅受到中国贸易周期影响，并且这一影响十分显著，其自身的滞后性并未产生显著影响。在区制2中韩国的贸易周期同时受到其滞后阶数以及中国贸易周期的显著影响。同理可得，由表2的估计结果发现中国的贸易周期在两个区制内均受到其自身滞后阶数以及韩国贸易周期的影响，对比影响的显著性可以看出，中国贸易周期在区制1受韩国贸易周期的影响更大，在区制2受到本国贸易周期滞后阶数的影响更大。因为中韩两国的贸易周期同时存在受对方贸易周期影响的区制，所以两国的贸易周期存在协动性。

表1 韩国贸易周期的估计结果

表2 中国贸易周期的估计结果

由图3、图4可以看出，韩国贸易周期在两个区制的分布时间段较为平均，1993年第一季度至2000年第一季度处于受自身滞后阶数影响较为显著的第2区制，2000年第二季度至2004年第四季度处于受中国贸易周期影响显著的第1区制，2005年第一季度至2008年第三季度处在两个区制的平滑概率相同，2008年第四季度至2010年第四季度处于第1区制，2011年第一季度至2012年第四季度处于第2区制，除了2017年前三季度外，2013年第一季度至今处于第1区制，但是已经呈现出向第2区制转移的趋势。由平移概率可以看出，发生全球性经济波动时，韩国贸易周期受中国贸易周期的影响概率较大，并且在“一带一路”倡议提出之后，韩国贸易周期也是处于受中国贸易周期显著影响的区制。此外，由表3可以看出韩国贸易周期维持在原区制的概率较高，由区制1转移到区制2或是由区制2转移到区制1的概率较低。

图3 韩国贸易周期区制1及其平滑概率

图4 韩国贸易周期区制2及其平滑概率

表3 韩国贸易周期的区制转移概率

由表2的分析结果可以看出，中国的贸易周期在两个区制内均受到韩国贸易周期的显著影响，但是在区制1中受韩国影响的估计系数远大于区制2，并且显著性更强；在区制2受本国滞后阶数的影响比在区制1显著，在区制1中仅受到一阶滞后的影响，并且显著程度小于区制2中一阶滞后的影响，此外，在区制2中受到滞后阶数影响的系数明显高于受韩国贸易周期影响的系数，反映出中国贸易周期在区制1主要受到韩国贸易周期的影响，在区制2受自身滞后阶数的影响更明显。由图5、图6可以发现，中国贸易周期分布在区制2的平滑概率更高并且持续时间更长。在2000年第三季度至2002年第二季度、2002年第四季度至2004年第四季度、2007年第四季度至2009年第一季度、2011年第二季度至2015年第三季度这几个零散的时间段分布在第1区制，当前阶段中国贸易周期处于第2区制，对比韩国贸易周期的估计结果可以发现，“一带一路”倡议对中国贸易周期的影响并没有对韩国贸易周期影响大。从表4也可以发现，中国贸易周期维持在第2区制的概率高于维持在区制1的概率，两个区制间的转移概率均较低。

图5 中国贸易周期区制1及其平滑概率

图6 中国贸易周期区制2及其平滑概率

表4 中国贸易周期的区制转移概率

（三）中日贸易周期协动性的研究结果分析

构建中日贸易周期的马尔科夫区制转移模型，中日的模型阶数分别设为2阶和3阶，中日贸易周期模型的S-W正态检验P值分别是0.186和0.238，符合正态分布的假设。经检验模型也通过了相关性假设。

从日本贸易周期的估计结果可以看出，在区制1仅受到自身滞后阶数的显著影响，在区制2也受到滞后1阶的影响，但是估计系数的大小以及显著程度均远低于区制1中的影响，在区制2主要受到中国贸易周期的影响。同理可得，中国贸易周期在两个区制内均同时受到自身滞后阶数以及日本贸易周期的影响，但是在区制1中受日本贸易周期影响的估计系数远大于区制2的估计系数，即中国贸易周期在区制1中受到日本贸易周期的影响更大。同时存在受对方贸易周期影响的区制，所以中日贸易周期也存在协动性。

表5日本贸易周期的估计结果

表6 中国贸易周期的估计结果

图7 日本贸易周期区制1及其平滑概率

图8 日本贸易周期区制2及其平滑概率

日本贸易周期在两区制的平滑概率反映出日本处于第1区制的时间更长，仅在1994年第一季度至1996年第二季度、2000年第一季度至2001年第四季度、2006年第四季度至2010年第一季度三个时间段处于第2区制，这反映出日本贸易周期在发生全球性经济波动时受中国贸易周期的影响较大，并且自2010年至今日本贸易周期持续处于第1区制。表4显示的结果进一步印证了这一规律，日本贸易周期维持在区制1的概率高于维持在区制2的概率，而且在两个区制之间转移的概率远低于维持在原区制的概率。这启发我们，未来日本贸易周期维持在当前的第1区制内的概率更高。

由图9、图10的估计结果可以看出，中国贸易周期几乎一直处于受日本贸易周期影响系数较小的第2区制中，仅在个别季度处在第1区制，较为集中的时间段即2000年、2007年至2008年，对应着全球经济波动时期。由表8可得，中国贸易周期维持在区制2的概率明显高于维持在区制1的概率，并且从区制1转移到区制2的概率明显高于从区制2转移到区制1的概率。可以推测，在发送全球性经济波动时中国贸易周期受日本贸易周期的影响较大，其他时期该影响较小，当前中国贸易周期长期维持在受日本贸易周期影响较小的区制2中，并且继续维持在区制2的概率较高。

图9 中国贸易周期区制1及其平滑概率

图10 中国贸易周期区制2及其平滑概率

表7 日本贸易周期的区制转移概率

表8 中国贸易周期的区制转移概率

三、结论与政策建议

由HM指数的分析结果可以发现，“一带一路”倡议影响了中国出口对其“一带一路”倡议重要贸易伙伴国的依赖程度，或者是缓解了HM指数的下降趋势，或者是加快了HM指数的上升速度，对比之下，中国出口对日本的HM指数下降明显，反映出“一带一路”倡议对中国出口目的国产生了影响，中国出口更加依赖其“一带一路”倡议伙伴国，这在一定程度上可能会降低中国出口对其他非“一带一路”伙伴的依赖。“一带一路”倡议并未明显影响到其他国家出口对中国市场的依赖程度，具有启示意义的是，除了印中HM指数外，其他中国重要的“一带一路”贸易伙伴国对中国市场的依赖程度均远高于中国对其伙伴国的依赖程度，日本出口对中国市场的依赖程度整体呈现上升趋势，这与中国出口对日本依赖程度急剧下降形成鲜明对比，HM指数的不对称性也侧面反映出中国作为研究国家中的轴心国地位，同时也反映出中国主张的“一带一路”倡议对于促进中国与其贸易伙伴国的重要影响。

分别研究中韩贸易周期协动性和中日贸易周期协动性可以发现，“一带一路”倡议对韩国贸易周期影响较大，自2013年提出“一带一路”倡议至今几乎一直维持在受中国贸易周期影响显著的区制内，但开始显示出向受韩国滞后阶数影响的区制转移的趋势。中韩显著的贸易周期协动性与HM指数结果较为一致。韩中HM指数和中韩HM指数均远高于中国与其他中国贸易伙伴国之间的HM指数，体现出中韩贸易相互依赖程度较高。“一带一路”倡议对中日贸易周期的协动性影响不明显，2013年至今中国贸易周期和日本贸易周期均分别处于受对方贸易周期影响较小和不受对方贸易周期影响的区制中，中日贸易周期均在发生全球性经济波动的时间段受对方贸易周期影响较大，其他时间段的贸易周期协动性并不明显。

“一带一路”倡议在一定程度上促进了中国与其“一带一路”倡议重要贸易伙伴国的贸易关系，增强了相互间的贸易周期协动性，同时可能降低中国对其他非“一带一路”倡议参与国的贸易依赖程度。为了更好地发挥“一带一路”倡议促进贸易的作用，我国作为倡议提出国，应当积极营造良好贸易环境，通过签订贸易协定减少贸易壁垒，扩大中国与“一带一路”参与国的贸易规模，促进贸易双方经济发展。中国还应进一步完善“一带一路”基础设施建设，搭建便利的贸易渠道，为加强“一带一路”参与国之间的贸易往来奠定基础。对于基础设施建设的资金来源，应充分利用好中国牵头成立的亚投行与丝路基金，稳步推进“一带一路”基础设施项目的实施。“一带一路”倡议并不存在空间局限性，而是以开放包容的姿态欢迎每个国家参与，但这同时也存在参与国经济发展程度差异较大、文化背景截然不同的挑战，需要制定完善的“一带一路”多边合作机制，成立处理相关事宜的国际组织机构，协调各国差异，促进各参与国贸易合作。同时，中国应不断完善“一带一路”大数据，提高“一带一路”信息透明度，用事实证明“一带一路”倡议是互利共赢的公共产品。

注释

①关注程度指数从40左右升至80，数据来自“中国一带一路网”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/。

②中国最重要的“一带一路”贸易伙伴国排名来自“中国一带一路网”，https://www.yidaiyilu.gov.cn/jcsj/dsjkydyl/79860.htm。