一、引言

自20世纪90年代中期以来，区域贸易合作以其所具有的便利性和可操作性成为当今世界经济一体化发展的一个重要特征。区域贸易协定(Regional Trade Agreements，RTAs)作为各国推动贸易增长的有效方式，如雨后春笋般涌现。中国自2001年加入亚太贸易协定(Asia-Pacific Trade Agreement，APTA)后，签订RTAs的数量逐渐增多，据商务部统计，截至2016年，中国已签订生效的RTAs有14个(见表 1)，正在谈判和研究中的RTAs有13个，涉及亚洲、南美洲、北美洲、欧洲、大洋洲共24个国家和地区。2001年至2014年间，中国与贸易协定签订区域的总贸易额增长了近6倍多。可见，与贸易伙伴建立紧密的贸易联系，已经成为近年来中国对外贸易战略的一个重要特征(谢建国、谭利利，2014)。进一步对贸易增长的三元边际进行分解后发现，不同贸易协定下三元边际增长差异较大，比如，亚太贸易协定(APTA)对中国出口的三元边际促进作用最为明显，而中国内地-中国澳门RTAs的数量和价格边际都呈现出了负增长(见表 1)。上述结果表明，贸易总额的增长可能掩盖了其内部所具有差异化的事实，我们需要以更全面的视角来看待RTAs建设所带来的经济效应。因此，不同的RTAs是否构成出口三元边际差异化增长的影响因素以及贸易协定本身是否具有异质性成为本文关注的主要内容。

贸易协定作为促进贸易自由化的重要途径，早在20世纪90年代就受到了大量学者的关注(Krugman, 1991, 1993；Bhagwati and Panagariya, 1996)。国外学者主要从两个角度对RTAs进行分析。(1)从经验性的角度把加入RTAs作为一个虚拟变量，且没有得出统一的结论。Rose(2004)通过对175个国家50年的数据进行实证分析得出，RTAs对商品贸易不具有显著且积极的影响。Baier and Bergstrand(2004)研究了289个RTAs对经济增长的积极影响。Egger and Larch(2008)通过对1950-2005年15753组国家进行分析得出，RTAs对经济增长的影响是积极的。类似的研究还包括Felbermayr and Kohler(2006)、Subramanian and Wei(2007)、Chang and Lee(2011)、Herz and Wangner(2011)。虽然RTAs对经济和贸易的影响没有固定的结论，但以上文献都把贸易协定作为虚拟变量加入到研究模型当中。(2)从实际影响角度，考虑到RTAs内容和范围的差异性，通过构建相应的指数来进行研究。Lesher and Miroudot(2006)通过构建条款指数，研究其对经济增长的影响。Fink and Molinuevo(2008)研究了服务贸易条款对东亚国家贸易的影响。Horn et al.(2010)通过对贸易协定进行分类，从贸易条款强制性角度研究了涉及欧盟和美国共31个RTAs的影响。Tristan Kohl(2013)在Horn et al.(2010)研究的基础上构建了7个贸易协定异质性指数来分析296个RTAs对181个国家出口贸易的影响。

随着中国区域贸易合作不断地推进，区域贸易协定已成为国内学术界普遍关心的问题。国内相关文献主要从三个方面展开：(1)RTAs对服务贸易量的影响，一般认为签订RTAs会对不同类型国家的双边服务贸易量有显著的促进作用(陈丽丽等，2014；刘洪愧，2016)；(2)RTAs对不同类型产品出口的影响。谢建国、谭利利(2014)认为贸易协定促进了中国的资源型产品、低技术产品贸易，但对中技术产品与高技术产品贸易的促进作用并不明显。张洪、王庭东(2018)表示建立自贸区虽然在短期内可能存在一定的困难和冲突, 但是符合各成员国的长远利益，各成员国会扩大对比较优势产品的出口, 增加对比较劣势产品的进口；(3)从RTAs中的具体条款角度分析其对出口的影响，张中元、沈铭辉(2016)分析了透明度条款对OECD国家和主要经济体出口的影响，结果表明，区域贸易协定中透明度条款的设定对双边贸易增加值有异质性影响，在透明度承诺较高的情况下，政府施政才能够有效地发挥对双边贸易增加值的促进作用。

以上文献多把贸易协定或条款当作虚拟变量进行研究，截至目前，鲜有研究考虑到RTAs和其条款所具有的异质性。由于出口贸易也具有三元增长的特征，不同的贸易条款对不同贸易增长边际的影响也会不同。因此，本文试图从贸易协定异质性视角，通过构建贸易协定异质性指数来分析RTAs对中国出口三元边际的影响，从多角度揭示RTAs的经济效应，以此达到客观、全面地评价中国签订RTAs的效果。同时，考虑到实证结果的稳健性，文中将采用主成分分析法对26个普通条款变量进行重新组合，构建成新的且互相无关的变量进行实证分析。

在中国日益重视区域合作的背景下，从贸易协定异质性视角来研究RTAs，对后续进行区域合作以及“一带一路”建设尤显必要。本文可能的贡献体现在两个方面：第一，与多数文献通过虚拟变量来表示是否签订贸易协定的做法有所不同，本文通过贸易协定异质性指数和主成分提取的新变量作为核心指标，来刻画中国签订的9个RTAs，从更全面的视角打开贸易协定的黑箱；第二，与现有文献主要研究RTAs对贸易总量的影响有所不同，本文通过对贸易总量进行三元边际分解，试图从不同角度更清晰地揭示RTAs对贸易增长的复杂影响，所得到的经验证据更具有独特意义，以期为中国后续签订贸易协定提供重要参考依据。

余文结构安排如下：第二部分分析中国贸易协定异质性，刻画出口的三元边际；第三部分是计量模型的设定及结果分析；最后是本文的结论与政策建议。

二、贸易协定异质性与贸易三元边际 (一) 条款内容分析

区域贸易协定对出口增长是激励还是抑制，主要取决于协定条款的内容以及条款强制执行的程度。由于不同国家和不同区域经济发展水平不同，其所面临的发展问题也各不相同，所以，对WTO中有关商品贸易的普通条款所具有的强制性要求也各有差异。由于表 1所列14个RTAs中有5个建立的时间较短，其对贸易增长的作用尚未充分显现，将其剔除之后，本文研究的RTAs为9个(详见表 2)。因此，若以协定条款是否具有强制性，且将超过半数以上RTAs都包括的条款加以统计分析，即可见其具有以下共同特征。

1. 强制性条款都为深入条款，且多属于商品贸易壁垒范畴

9个RTAs所涉及WTO普通条款共计26个，占半数以上的RTAs都关注的强制性条款共有6个：反倾销和裁定、海关程序与合作、服务贸易、进口限制、卫生与植物卫生措施、技术性贸易壁垒，都属于深入条款。若进一步分析则又可发现，这些强制性条款有5个属于商品贸易壁垒范畴：反倾销和裁定、海关程序与合作、进口限制、卫生与植物卫生措施、技术性贸易壁垒。

2. 非强制性条款都为制度质量条款，且多属于贸易便利化范畴

9个RTAs中占半数以上的RTAs都关注的非强制性条款有7个：磋商、定义、争端解决、改进条款、目标、制度框架、透明度。这些制度条款显然都与贸易便利化相关。

3. 扩展条款涉及的范围和影响因素较为复杂，且难以界定

扩展条款中共有4个条款，在是否具有强制性方面，没有占比过半的条款。这4个条款中的资本流动、竞争政策属于资本与贸易政策，环境与贸易、劳工标准属于新型贸易壁垒。

(二) 贸易条款的异质性

本文选取了中国在2000年至2010年之间签订的9个RTAs，并对协定中的条款进行了整理，具体情况见表 3：

从表 3可以看出，9个RTAs中包含的普通条款和强制性条款不尽相同。中国-秘鲁中涉及的普通条款最多，达到了23个，其强制性条款占比达到了80.8%，而中国内地-中国澳门涉及的普通条款仅有7个，其强制性条款占比仅为26.9%，可以看出不同RTAs是具有异质性的。

1. 贸易协定异质性指数

本文根据Tristan Kohl(2013)的方法，把26个普通条款归为3类，其中。13条属于WTO框架内的深入条款(WTO_in)，是指在现有WTO框架内涉及到的条款，签订RTAs的成员国需在此基础上继续执行；4条属于WTO框架的扩展条款(WTO_out)，是指在现有WTO框架内还未涉及到的条款，成员国需要在签RTAs后执行的条款；9条属于制度质量条款(IQ)，是为了保证RTAs持续稳定而附加的条款。所有普通条款中有强制性执行要求的条款属于强制性条款。

对以上3类条款(WTO_in，WTO_out，IQ)分别进行指数计算，共得到5个贸易协定异质性指数。

WTO_in条款中共有13个普通条款，赋予每一个普通条款相同权重后得到各RTA的深入条款指数为：

$ IWTO_{in}^{{{x}_{i}}}=\sum{WTO_{in}^{{{x}_{i}}}/13} $

(1)

x_i为强制性指标，i=1, 2。x₁表示WTO_in条款中的非强制性条款，x₂表示WTO_in条款中的强制性条款。IWTO_in^x₁是非强制性深入条款指数，IWTO_in^x₂是强制性深入条款指数。IWTO_in^x_i的取值最大为1，表示这个RTA中包含了所有WTO_in的条款，最小值为0，表示这个RTA中不包含任何WTO_in的条款。

WTO_out条款中共有4个普通条款，根据WTO_out条款赋予相同权重后得出各RTA的扩展条款指数为：

$ IWTO_{out}^{{{x}_{i}}}=\sum{WTO_{out}^{{{x}_{i}}}/4} $

(2)

x_i为强制性指标，i=1, 2。x₁表示WTO_out条款中的非强制性条款，x₂表示WTO_out条款中的强制性条款。IWTO_out^x1是非强制性扩展条款指数，IWTO_out^x2是强制性扩展条款指数。IWTO_out^xi指数的最大取值为1，表示这个RTA中包含了所有WTO_out的条款，最小值为0，表示这个RTA中不包含任何WTO_out的条款。

IQ条款中共有9个普通条款，根据IQ条款赋予相同权重后得出各RTA的制度质量指数为：

$ IIQ=\sum IQ/9 $

(3)

IIQ指数的最大取值为1，表示这个RTA中包含了所有的IQ条款，最小值为0，表示不包含任何的IQ条款。表 4针对上述计算出的5个贸易协定异质性进行了统计描述。

2. 主成分分析

由于本文涉及的条款内容较多，难以通过逐条回归对异质性指数进行稳健性检验，所以本文将进一步运用主成分分析法对3类，26个普通条款进行主成分提取，并把所提取出的新主成分变量用于实证分析。

首先根据26个普通条款进行主成分分析，根据主成分碎石图 1，我们选取了特征值大于1的5个主成分。然后对其分别进行变量选取(见表 5)。表 5列出了5个主成分新变量中取值最大的3个普通条款，即是对此新变量解释程度最高的3个普通条款。

其次，把WTO_in条款和WTO_out条款在一起进行主成分提取，然后单独对IQ条款进行主成分提取。图 2(b1)显示了根据WTO_in、WTO_out条款选取的4个特征值大于1的主成分。图 2(b2)中显示了IQ条款选取的3个特征值大于1的主成分，共7个主成分新变量。表 6列出7个主成分新变量中取值最大的3个普通条款。

最后，把3类条款分别进行主成分分析。图 3(c1)表示根据WTO_in条款应选取3个特征值大于1的主成分。图 3(c2)表示WTO_out条款中应选取1个特征值大于1的主成分。图 3(c3)表示IQ条款中应选取3个特征值大于1的主成分，共7个主成分新变量。表 7列出了7个主成分新变量中取值最大的3个普通条款。

(二) 贸易的三元边际

本文通过对产品出口边际分解的方法^①，利用CEPⅡ-BACI数据库中的HS6分位商品贸易数据，把贸易增长分解为扩展边际如(5)式和集约边际如(6)式，并在此基础上把集约边际分解为数量边际如(7)式所示、产品的价格边际如(8)式所示，考虑到贸易协定签订后具有的滞后效应，在数据库支持的基础上把研究时间划定为2000-2014年，计算得出中国对20个国家和地区出口贸易的三元边际。

① 具体推导可参考Hummels and Klenow(2005)和施炳展(2010)的方法。

$ E{{M}_{jm}}=\frac{{{\sum }_{i\in {{I}_{jm}}}}{{p}_{rmi}}{{x}_{rmi}}}{{{\sum }_{i\in {{I}_{rm}}}}{{p}_{rmi}}{{x}_{rmi}}} $

(4)

$ I{{M}_{jm}}=\frac{{{\sum }_{i\in {{I}_{jm}}}}{{p}_{jmi}}{{x}_{jmi}}}{{{\sum }_{i\in {{I}_{jm}}}}{{p}_{rmi}}{{x}_{rmi}}} $

(5)

${{P}_{jm}}={{\prod }_{i\in jm}}~{{\left(\frac{{{p}_{jmi}}}{{{p}_{rmi}}} \right)}^{{{w}_{jmr}}}} $

(6)

$ {{Q}_{jm}}={{\prod }_{i\in jm}}~{{\left(\frac{{{q}_{jmi}}}{{{q}_{rmi}}} \right)}^{{{w}_{jmr}}}} $

(7)

EM_jm代表出口的扩展边际，IM_jm代表出口的集约边际，p代表商品的价格，x代表商品的数量，j、m、r分别代表出口国、进口国和参考国，这里参考国为整个世界。I_rm表示全世界对m国出口的商品集合，I_{j m}表示出口国对m国出口的商品集合。P_jm代表出口产品的价格边际，Q_jm代表出口产品的数量边际。p_jmi表示j国对m国出口商品的价格，p_{r mi}表示参考国对m国出口商品的平均价格。q_jmi表示j国对m国出口商品的数量，q_rmi表示参考国对m国出口商品的数量。w_jmr表示j国出口商品的权重。

三、计量模型的设定及结果分析 (一) 计量模型

本文在引力模型的基础上，把是否加入RTAs的虚拟变量替换成IWTO_in^x₁、IWTO_in^x₂、IWTO_out^x1、IWTO_out^x2、IIQ共5个贸易协定异质性指数，并运用主成分提取的新变量factor_k进行实证分析。由于两类指数都是基于26个条款而得出，所以本文在计量模型(8)中加入了贸易异质性指数，在计量模型(9)中加入了主成分提取的新变量分别进行实证分析，具体如下：

$ \begin{align} &\text{ln}E{{X}_{ijt}}~=\alpha +{{\beta }_{1}}\text{ln}GD{{P}_{it}}+{{\beta }_{2}}\text{ln}GD{{P}_{jt}}+{{\beta }_{3}}\text{ln}dis{{t}_{ij}}+{{\beta }_{4}}\text{lncos}{{t}_{ijt}}+{{\beta }_{5}}\text{ln}tarif{{f}_{ijt}} \\ &\ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ +\sum\limits_{n}{{{\rho }_{n}}inde{{x}_{n}}+{{u}_{j}}+{{u}_{t}}+{{\varepsilon }_{ijt}}} \\ \end{align} $

(8)

$ \begin{align} &\text{ln}E{{X}_{ijt}}~=\alpha +{{\beta }_{1}}\text{ln}GD{{P}_{it}}+{{\beta }_{2}}\text{ln}GD{{P}_{jt}}+{{\beta }_{3}}\text{ln}dis{{t}_{ij}}+{{\beta }_{4}}\text{lncos}{{t}_{ijt}}+{{\beta }_{5}}\text{ln}tarif{{f}_{ijt}} \\ &\ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ +\sum\limits_{k}{{{\theta }_{k}}facto{{r}_{k}}+{{u}_{j}}+{{u}_{t}}+{{\varepsilon }_{ijt}}} \\ \end{align} $

(9)

模型中的i代表中国，j代表进口国，α、β₁…β₅、ρ_n、θ_k是待估参数，t代表年份。被解释变量EX_ijt代表出口贸易总额和出口三元边际(em_ijt、p_ijt、q_ijt)。GDP_it表示中国的GDP，GDP_{j t}表示贸易协定中成员国的GDP，dist_ij表示国家之间的距离。cost_ijt是两国之间的贸易成本。tariff_ijt是关税下降幅度。index_n是5个(IWTO_in^x₁、IWTO_in^x₂、IWTO_out^x1、IWTO_out^x2、IIQ)贸易协定异质性指数；factor_k是主成新变量，u_j、u_t分别代表控制了进口国以及时间效应。ε_ijt为随机干扰项。

(二) 指标与数据

被解释变量EX_ijt。数据来自CEPⅡ-BACI数据库，本文对数据进行处理后，共得到250组贸易三元边际数据。

控制变量GDP_it、GDP_{j t}、dist_ij、cost_ijt。作为引力模型的基本变量，其中GDP_it和GDP_{j t}分别表示中国和进口国对应年份的GDP，数据来源于World Bank (世界银行)数据库。dist_ij一般采用两国首都之间的距离来衡量，数据来源于indo距离计算器^①.。cost_ijt是参考Novy(2013)和魏昀妍等(2016)的方法计算得出，数据主要来源于联合国贸易数据库(Un Comtrade Database)。tariff_ijt是进口国从中国进口商品所征收平均关税的下降幅度，考虑到关税是区域贸易协定谈判中传统且重要的内容，各成员国在贸易谈判中会对协议中涉及商品种类和其降税幅度达成一致，且对执行时间做出明确规定。所以，关税政策能体现贸易协定执行的效果, 且是不可忽视的重要控制变量。其数据来源于世界贸易整合数据库(WITS)。

① http://www.indo.com/distance/index.html

核心解释变量index_n和factor_k。index_n指从强制性角度得出的IWTO_in^x₁、IWTO_in^x₂、IWTO_out^x1、IWTO_out^x2、IIQ共5个贸易协定异质性指数。factor_k是运用主成分分析法从26个普通贸易条款中提取的新变量，考虑到新变量的稳健性，本文运用了表 5-7中3次提取的主成分新变量。

(三) 实证结果与分析 1. 基准回归结果

目前文献^①中分析RTAs效应的模型主要有双向固定效应模型和一阶差分模型，考虑到一阶差分会损失较多的变量，所以本文选取了双向固定效应模型对模型(8)和模型(9)中的三元边际进行估计。具体为，第1列仅加入控制变量；第2列依据模型(8)加入了index_n；第3-5列依据模型(9)加入了factor_k，计量分析结果如下。

① 具体可见Baier and Bergstrand(2007)；Kohl et al.(2013a, 2013b, 2014)。

(1) 对扩展边际的回归结果分析

在表 8的回归中，我们发现核心解释变量index_n中的5个指数对扩展边际的影响都非常显著。其中，IWTO_in^x₂和IWTO_out^x1对扩展边际具有显著的促进作用，而IWTO_in^x₁、IWTO_out^x2和IIQ则有明显的抑制作用。具体来看，RTAs与WTO具有相同的目的，就是降低各国贸易壁垒，促进经贸一体化，具有强制性要求的IWTO_in^x₂条款对成员国降低本国贸易壁垒的约束力较强，能降低进口国市场阻力，从而出口企业就有更多的机会出口多样化产品。IWTO_out^x1属于非强制的扩展条款涉及到环境与贸易等条款，随着中国企业不断进行新产品研发和改进，能够符合环境标准的产品种类逐渐增多，从而促进出口商品的种类。而非强制性深入条款IWTO_in^x₁可能由于缺乏严格的执行要求，成员国反而会利用这些条款来保护本国市场，所以会阻碍扩展边际的增长。同时强制性扩展条款IWTO_out^x2主要包括竞争政策等条款，由于条款要求进口国平等的对待出口企业，出于对本国市场的保护，进口国可能会实施更为隐蔽的贸易壁垒，所以会限制企业出口多种产品。IIQ指数对扩展边际具的抑制作用主要表现在，贸易制度条款出于对RTAs的长久维护，会给参与国带来执行上更高的成本，从而增加国家和出口企业的负担，不利于扩展边际的增加。核心解释变量factor_k中有3组，共使用了15个主成分新变量，共有8个变量对扩展边际影响显著，占到了50%以上。说明大部分普通贸易条款是能够影响扩展边际增长。

(2) 对数量边际的回归结果分析

表 9中index_n中的5个指数对数量边际的影响都非常显著。其中，IWTO_in^x₂和IWTO_out^x₁对数量边际有显著的促进作用，IWTO_in^x₁、IWTO_out^x2IWTO_out^x₁和IIQ抑制作用明显。所以从实证结果看，强制性指数IWTO_in^x₂通过降低各国商品的进出口的贸易壁垒，增强了企业出口的信心，从而促进出口商品数量增加。IWTO_out^x1中的贸易条款大多涉及到对环境的要求，随着中国企业生产技术的不断改进和国家对创新的大力支持，逐渐能够达到进口国要求，从而增加出口商品的数量。而非强制性贸易条款IWTO_in^x₁可能由于缺乏严格的执行要求，成员国会利用此类条款的隐蔽性来保护本国市场，从而抑制出口商品数量的增长。IWTO_out^x2中包括竞争政策和资本流动条款，但是出于对本国市场的保护，进口国会采取其他措施限制企业出口产品数量。IIQ对数量边际的抑制机制与扩展边际一致。核心解释变量factor_k中的15个主成分新变量，有9个变量对数量边际影响显著，占到了60%，说明大部分普通贸易条款是能够影响数量边际增长。

(3) 对价格边际的回归结果分析

表 10中的5个index_n指数对价格边际的影响不显著，其中仅有IWTO_out^x2对价格边际有明显的抑制作用，其包含资本流动等具体条款。这意味着成员国必须降低资本流动的壁垒，从而为中国对外投资提供了很大的便利，根据2014年《中国对外直接投资统计公报》显示，中国对亚洲国家和地区的投资占到了对外总投资的69.0%，同比增长了12.4%，其中对中国香港和新加坡的投资总量位居第1和第7。随着对外投资不断的增多，出口企业会侧重以投资为主的国际化路径，反而会出现跨国企业逐渐增多，投资替代贸易的现象，从而抑制出口商品价格的增长。核心解释变量factor_k中共有15个主成分新变量，其中有5个变量对价格边际影响显著，仅占到了30%，说明贸易条款对价格边际的影响不显著。

表 8-10中的部分控制变量对三元边际的影响比较显著，GDP_{j t}对扩展边际和数量边际影响显著为正，说明进口国经济规模的提升能够提高消费者的购买力，所以会对扩展和数量边际有明显的促进作用。dist_ij对三元边际影响都为负，表示距离越远越，成本越高，越不利于贸易开展。tariff_ijt对三个边际的影响都很显著，其对扩展边际和价格边际影响显著为负，对数量边际影响显著为正。具体来看，文中的tariff_ijt是当年平均关税水平减去上一年的平均关税水平，如果关税下调幅度越大，则相减后tariff_ijt所得到的负值越小。所以降税幅度越大，tariff_ijt值越小。随着降税幅度的增大以及我国出口商品质量、科技水平的提升，除传统商品外，生物医药、机电设备、高新技术产品等类型出口产品逐渐增多，极大的丰富了出口的种类。进一步以高新技术产品为例，据中国海关数据显示，高新技术产品出口总额由2001年的464.5亿美元增长到2012年的6011亿美元，占总产品出口的比例从2001年的17.45%上升到2012年的29.33%。其中在2009年的出口比例一度达到31.37%。由于高新技术产品的价格相对较高，所以在进口关税大幅下降的背景下，会促进出口价格边际的上升。对数量边际的抑制作用主要是由于关税水平下降后，进口国可以在原先商品的基础上更多的选择性能相似(扩展边际增长)、质量更好(价格边际增长)的商品。虽然对数量增长会有一定的抑制作用，但扩展和价格边际的增长也能够反映出关税下降带来的好处。

总体上来看，RTAs对贸易的三元边际不仅有促进作用而且也会产生抑制作用，且具有显著的统计和经济意义。

2. 稳健性检验

本文主要分析的是贸易异质性指数对三元边际的影响，所以我们仅对模型(8)进行稳健性检验。首先，按照世界银行对各国收入等级的划分，我们选取了中等收入偏下国家和高收入国家获得子样本1，原因是在9个RTAs中，大部分国家属于中等收入偏下和高收入的国家，且占到了总样本量的80%。所以，用此样本做稳健性分析更具说服力。表 11中的(1)、(3)、(5)列给出了仅对控制变量的三元边际的回归结果，(2)、(4)、(6)列给出了加入贸易协定异质性指数的回归结果。稳健性检验依然采用双向固定效应模型进行估计。从结果来看，贸易协定异质性指数和控制变量的估计结果与基准回归结果基本一致，具体机制不再赘述。

四、结论与对策建议

本文以2000-2010年中国签订的9个RTAs为样本，采用贸易协定异质性指数来刻画贸易协定的异质性，克服了以往文献中采用虚拟变量代表RTAs的问题，并用贸易的三元边际代替了总贸易额，分析贸易协定异质性对中国出口三元边际的影响，进而更好地揭示贸易协定对中国出口贸易的影响。

(一) 主要结论

从贸易协定异质性角度分析得出的结论可以看出，贸易协定对三元边际的影响既有激励作用，也有阻碍作用：

1. 强制性条款有助于降低贸易壁垒，激励贸易增长

强制性条款多属于商品贸易壁垒范畴，可见签订RTAs的目的就是要促使成员国减少商品贸易壁垒，最大程度地降低跨国生产和交易费用。成员国会把商品贸易壁垒作为签订RTAs时首要考虑的问题，以此让签订协定的各国取消对进口商品的歧视性待遇，减少商品的出口障碍，从而为更多的企业提供出口机会。

2. 非强制性扩展条款具有的复杂性与隐蔽性将抑制贸易增长

非强制条款中的扩展条款大多属于新型贸易壁垒，由于其不仅具有隐蔽性强、复杂度高、争议性大等特点，而且又缺乏明确的规定和强制性的执行要求，加之各国的经济和政治文化有很大的差异，因此，很难实行“最佳实践”的普遍共识。在多数贸易协定中未对扩展条款进行强制性要求，所以往往成为各国保护本国市场的重要手段，从而抑制贸易增长。

3. 非强制性制度条款不利于贸易便利化，会对贸易增长产生阻力

制度质量中的条款是为RTAs顺利进行而提供便利化的内容，但由于其在协定中未做强制性要求，必然难以发挥其保证贸易协定顺利执行和促进贸易增长的作用。各成员国反而会通过灵活运用此类贸易条款来保护本国市场，从而抑制出口增长。

(二) 对策建议

上述结论表明，贸易条款对三元边际的增长即是激励因素又是阻碍因素。因此，中国在推进区域贸易一体化过程中应注意以下问题：

1. 明确贸易协定的异质性，有区别的制定RTAs

能够根据不同谈判目的选择合适的区域合作伙伴，制定不同的贸易条款，促使贸易协定更好地服务于中国对外贸易发展，加快中国贸易自由化进程，对中国贸易增长的可持续性有重要意义。

2. 合理添加强制条款，发挥其促进作用

中国对外贸易发展过程中，RTAs的作用逐渐凸显，其中强制性贸易指数对三元边际的促进作用非常显著，也就是说，强制性的条款不仅能促进出口种类和数量的增加，而且也能扩大价值含量较高商品的出口。结合中国目前的发展需求，在制定双边或多边贸易协定制定时，适当地增加强制性条款，不仅可以提高出口产品的质量，而且便于中国产品打开新的高端市场。

3. 尽量减少普通条款，变模糊为具体

RTAs中的非强制性条款和制度质量条款对三元边际的影响显著为负。所以根据本文的结论，中国可以在制定RTAs时，尽量减少普通条款的内容或尽可能明确其实施方式，使普通条款中模糊的内容具体化。同时，加强出口企业对普通条款的熟悉程度，减少其对贸易增长的影响。