丁薛祥出席第九届中国－亚欧博览会开幕式并会见与会外国政要

制度型开放不同于传统关税减让，其核心在于通过规则、标准、监管的跨国协调降低"边境内"交易成本。North（1990）指出，制度通过降低不确定性和信息不对称来减少交易费用。本文将亚欧博览会框架下的政策对接、标准互认、通关便利化等制度协调措施建模为外生的交易成本冲击，提出两个递进假说：H1——关税与非关税壁垒削减显著促进中国与"一带一路"亚欧沿线国的双边贸易增长；H2——在控制边境开放程度后，制度型协调措施通过降低信息搜寻成本、合规成本和履约成本，产生独立于关税减让的额外贸易创造效应，且该效应在制度质量差异较大的国家之间更为显著。

以第九届中国-亚欧博览会（2026 年）及历届博览会为时间节点，利用不同国家参与博览会并签署合作协议的时序差异，构建交错 DID 设计。处理组为与中国签署贸易便利化协定的亚欧国家，对照组为同期未签署协定但处于同一区域的亚欧国家。核心识别假定为：在控制国家固定效应和年份固定效应后，协定签署时机与不可观测的贸易冲击无关。使用事件研究法进行平行趋势检验，考察事前 5 期至事后 5 期的动态效应，并通过 Granger 因果检验排除反向因果。

设定双向固定效应模型：ln(Trade_ijt) = β Treat_ij × Post_ijt + γ Z_ijt + μ_ij + λ_t + ε_ijt。其中，Trade_ijt 为中国与 j 国第 t 年的双边贸易额；Treat_ij 为是否签署贸易便利化协定的虚拟变量；Post_ijt 为协定生效后的时间虚拟变量；Z_ijt 为控制变量矩阵（包括两国 GDP、地理距离、是否接壤、共同语言等引力变量及 MFN 加权关税税率）；μ_ij 为国家对固定效应，λ_t 为年份固定效应。进一步设定中介效应方程：ln(TradeCost_jt) = α_1 Treat × Post + α_2 Institution_jt + δ X + e_jt，检验制度协调对交易成本中介变量的影响。

被解释变量为中国对亚欧 30 国的年度进出口总额（对数），取自 CEPII-BACI 数据库。核心解释变量 Treat × Post 根据双边贸易便利化协定的签署和生效时间手工编码构造。交易成本中介变量参考 Novy（2013）的微观反推法，利用双边贸易与国内贸易的比值计算贸易成本等价关税当量。调节变量使用世界治理指标（WGI）的监管质量维度和合约执行效率衡量东道国制度质量。控制变量组包括传统引力模型变量——双边 GDP、人口加权地理距离、共同边界和语言虚拟变量、区域贸易协定（RTA）虚拟变量，数据来自 CEPII Gravity 数据库。

第一，替换被解释变量——使用海关 HS 6 位码产品层面贸易数据加总替代国别总量数据，排除产品结构变化对结论的干扰。第二，安慰剂检验——将政策冲击时间随机置换至真实时间的前 3-5 期，重复 1000 次以生成安慰剂分布，对比真实估计系数在分布中的位置。第三，排除竞争性假说——控制同期其他区域贸易协定（如 RCEP、CPTPP 进展），使用 LASSO 双重选择方法筛选控制变量。第四，替换估计策略——改用合成控制法（SCM），以中国与各亚欧国家贸易流量的预处理时期特征构建反事实对照组，评估制度型开放的个案处理效应。

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Gerschenkron（1962）指出，后发经济体可以借助制度性安排实现跳跃式发展，其关键在于获取先进技术和融入更广阔市场。新疆作为丝绸之路经济带核心区，一方面通过中欧班列等跨境基础设施降低了与中亚、欧洲市场的运输成本，另一方面通过博览会等平台引入外商直接投资和技术合作。本文提出三个假说：H1——核心区建设显著提升了新疆制造业增加值占 GDP 比重，推动了从资源采掘业向加工制造业的转型；H2——核心区政策通过提升经济复杂性指数（即出口产品的多样性和技术含量），推动了新疆在全球产品空间中的位置升级；H3——核心区效应在技术密集型行业强于资源密集型行业，呈现差异化的产业升级梯度。

采用合成控制法构建反事实新疆：以未获核心区定位的西部边境省份（如内蒙古、广西、云南、西藏）作为控制池，根据 2010-2013 年（政策前）的产业结构、人均 GDP、固定资产投资率、外贸依存度和人力资本水平等预测变量加权合成"合成新疆"，比较 2014 年以后实际新疆与合成新疆的产业指标差异。同时以历届中国-亚欧博览会（2011 年起）作为连续处理强度变量，构建剂量-反应函数分析博览会参与密度与产业升级的非线性关系。识别假定的核心是：在控制预测变量后，核心区政策的选择与不可观测的产业趋势无关。

合成控制法核心方程：MSFE = Σ_t (Y_1t - Σ_j w_j* Y_jt)^2，其中 Y_1t 为新疆第 t 期产业结构指标，w_j 为根据预测变量均方误差最小化得到的最优权重。在此基础上建立双向固定效应动态面板模型：IndustryUpgrade_it = α + ρ L.IndustryUpgrade_it + β CoreZone_i × Post_t + γ X_it + μ_i + λ_t + ε_it。采用系统 GMM 估计（Blundell-Bond）处理被解释变量滞后项带来的内生性问题，使用差分滞后水平和水平滞后差分作为工具变量，通过 AR(2) 检验和 Hansen 过度识别检验验证工具变量有效性。

被解释变量包括三个维度：产业结构高级化指数（第三产业/第二产业增加值比）、制造业技术密集度（高技术制造业产值/制造业总产值）、以及经济复杂性指数（ECI，根据海关 4 位码出口数据计算 RCA 后构建省份-产品矩阵并求特征向量）。核心解释变量为"核心区政策强度"，综合"一带一路"政策文件的字频密度和亚欧博览会的年度参展国数量构造。控制变量包括人力资本（人均受教育年限）、基础设施密度（铁路和高速公路里程/面积）、金融发展水平（贷款余额/GDP）、外商直接投资存量。

第一，替换合成控制法的控制池——剔除具有特殊政策定位的边境省份（如云南的澜沧江-湄公河合作框架），重新合成控制组以检验结论对控制池选择的敏感性。第二，备择估计方法——改用交错 DID 与 Bacon-Goodman 分解，检验处理效应在不同时期和不同子群之间的异质性，排除"负权重"对总体处理效应的污染。第三，安慰剂检验——将核心区政策起点随机前移至 2010 年，检验事前是否已存在显著的"处理效应"，并逐次将控制组各省份视作假想处理组进行排列检验。第四，内生性处理——采用各省到北京的铁路距离与政策时点的交互项作为"核心区定位"的工具变量。

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Acemoglu 和 Robinson（2019）将国家能力区分为财政能力、法律能力和行政能力，并强调国家与社会之间的权力平衡是发展的关键。但这一理论框架以民族国家为基本分析单元，未能完全解释中国"央地协同"在跨国经济治理中的运作机制。Xu Chenggang（2011）的"区域分权式威权主义"模型指出，中国地方政府在经济发展中享有实质性自主权，同时受到中央的政治考核约束。本文提出三个假说：H1——中央政府在亚欧博览会的议程设定和战略定位中发挥主导作用（"定调权"），而新疆地方政府在具体项目筛选、伙伴匹配和后续落实中享有较大的执行自主权（"操作权"）；H2——当中央战略关切与地方经济利益高度一致时，央地协同效率最高，项目落地率显著提升；H3——新疆通过博览会平台获得的制度性权力（议程制定、规则协商、标准互认的参与度）与其实际吸引的经贸投资成正比。

采用过程追踪法，对第九届亚欧博览会及其前两届博览会的政策周期进行深度追踪——从中央层面的战略部署（习近平主席讲话、国务院政策文件）到地方政府的项目筛选与方案设计，再到博览会期间的正式签约与后续履约监测，建立完整的因果链条证据环。同时运用清晰集定性比较分析（csQCA），以 2011-2026 年历届博览会签署的重点项目为分析单元，将条件变量设定为"央地利益一致性""地方行政能力""东道国制度质量""项目领域匹配度"四个维度，结果变量为"项目落地率"，识别推动区域经贸合作成功的必要条件和充分条件组合。

混合方法设计：（1）对项目落地率建立 Logit 模型——Pr(ProjectSuccess_i) = Λ(α + β_1 Alignment_i + β_2 LocalCapability_i + β_3 HostInstitution_i + β_4 MatchQuality_i + γ Controls_i + ε_i)，其中 Λ 为 Logistic 函数，Alignment_i 为央地利益一致性指数（通过政策文本相似度编码测量）；（2）对制度性权力建立指数加权的固定效应模型——FDI_inflow_jt = θ_1 PowerIndex_jt + θ_2 TradeVolume_jt + θ_3 Institution_jt + δ_t + η_j + u_jt，其中 PowerIndex_jt 根据新疆在博览会中的议程制定参与度和规则协调话语权构建。

"央地利益一致性指数"采用文本分析工具对中央和自治区政府工作报告中的关键词（如"高质量发展""新质生产力""制度型开放"）进行余弦相似度计算，得分范围 0-1。"地方制度性权力指数"基于五个维度构建——议程设定参与度（新疆提交并被中央采纳的议题数量/总议题数量）、规则协商权重（新疆主导签署的双边协议数量/协议总量）、标准互认推动项数、项目自主筛选比例和后续履约监测权限。"项目落地率"追踪每届博览会签约项目在 3 年后的实际开工或资金到位比例，数据来自新疆自治区商务厅公开信息和天眼查企业数据库。

第一，三角验证——将过程追踪的质性发现与 QCA 和 Logit 模型的量化结果交叉验证，确保内部效度。第二，反事实案例分析——选择未纳入博览会框架但签署了类似双边经贸协议的非博览会平台项目，比较其落地率差异，检验博览会平台特有的央地协同效应。第三，替换文本相似度算法——改用 Jaccard 系数和 LDA 主题模型替代余弦相似度重新测量央地利益一致性。第四，排除特定年份——逐次剔除受重大外部冲击（如 COVID-19 疫情期间的线上博览会）影响的年份，检验结论的跨期稳定性。

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新古典贸易理论的核心预测是：贸易壁垒下降促进商品自由流动，进而通过要素价格均等化实现跨国资源配置效率的改善（Samuelson 1948）。Anderson（1979）和 Deardorff（1998）将贸易成本纳入引力模型后，贸易流量不仅是经济体规模的函数，也是双边贸易阻力的函数。本文提出三个递进假说：H1——以亚欧博览会为标志的贸易便利化推进，显著降低了中国与亚欧沿线国的双边贸易阻力，提高了实际贸易额与随机前沿引力模型预测的贸易潜力之间的比率（贸易效率）；H2——贸易效率的提升通过出口竞争效应和进口竞争效应，推动了各国生产要素向比较优势部门的再配置，表现为各国全要素生产率（TFP）的趋同；H3——贸易便利化对市场一体化的促进作用具有空间溢出效应，即一国贸易便利化的改善会对邻国的贸易效率产生正向外部性。

采用随机前沿引力模型将传统引力模型的随机误差拆分为随机扰动项（v_ijt）和贸易非效率项（u_ijt），后者衡量实际贸易与潜在贸易前沿的距离。核心识别策略是检验贸易非效率项 u_ijt 是否随亚欧博览会参与密度的增加而递减。同时，建立动态空间杜宾模型（Dynamic Spatial Durbin Model），以贸易效率作为市场一体化的代理变量，检验其空间自回归系数和空间溢出效应的统计显著性。空间权重矩阵基于地理距离倒数和经济距离（人均 GDP 差异绝对值倒数）的复合权重。识别假定的核心在于：贸易非效率项服从截断正态分布且与随机扰动项独立。

随机前沿引力模型设定：ln(X_ijt) = ln f(Z_ijt, β) + v_ijt - u_ijt，其中 f(Z_ijt, β) 为传统引力方程的确定性前沿，Z_ijt 包括双边 GDP、人均 GDP（代表经济发展水平）、人口加权地理距离、是否存在共同边界和共同语言。贸易非效率方程：u_ijt = δ_0 + δ_1 ExpoParticipation_jt + δ_2 TariffRate_jt + δ_3 Infrastructure_jt + δ_4 CustomEfficiency_jt + w_ijt，其中 ExpoParticipation_jt 为 j 国参与亚欧博览会的累积次数与签约项目数量。动态空间面板模型：TradeEfficiency_it = τ TradeEfficiency_i,t-1 + ρ W TradeEfficiency_it + φ X_it + θ W X_it + μ_i + λ_t + ε_it，其中 W 为空间权重矩阵。

被解释变量为双边贸易额（IMF DOTS 数据库，已根据出口方和进口方报告的均值调整以减少统计误差）。核心解释变量"博览会参与密度"为 j 国参加历届中国-亚欧博览会的累积次数和签署合作项目总金额（标准化处理）。贸易非效率方程中的海关效率取自世界银行物流绩效指数（LPI）海关维度得分，基础设施质量使用公路和铁路密度以及港口吞吐量指标。控制变量包括 MFN 简单平均关税税率、区域贸易协定虚拟变量、以及是否 WTO 成员的虚拟变量。所有货币变量使用 2015 年不变价美元计价，时间跨度 2010-2025 年。

第一，替换贸易效率前沿估计方法——改用 Battese-Coelli（1995）一步法估计技术效率，与传统的两步法结果进行对比，排除估计方法对结论的干扰。第二，替换空间权重矩阵——分别使用仅地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵替代复合权重矩阵重新估计动态空间杜宾模型，检验空间溢出效应的设定敏感性。第三，分组异质性分析——将亚欧国家按收入水平（高收入/中等收入/低收入）和地理区位（中亚/西亚/南亚/中东欧）分组，分别估计贸易便利化对贸易效率的差异化影响。第四，排除能源贸易——在引力模型中将石油和天然气贸易（HS 第 27 章）剔除，检验非能源制成品贸易的结论是否一致。

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Keynes（1936）的乘数理论指出，政府对公共品的投资支出将通过消费链条产生多轮次的总需求扩张，乘数大小为 1/(1-MPC)，其中 MPC 为边际消费倾向。在开放经济条件下，乘数效应部分通过进口"漏出"，但跨境基础设施投资的特殊性在于其本身即可通过降低运输成本扩大贸易，从而内生地提高进口漏出后仍保留在国内的净乘数效应。Aschauer（1989）进一步论证，公共基础设施资本通过提高私人资本的边际生产率，从供给侧扩大经济的长期产出能力。本文提出三个假说：H1——以中欧班列和中国-中亚公路为代表的跨境交通基础设施投资，对沿线国的短期 GDP 具有显著的正向乘数效应（大于 1），且该效应在初始基础设施存量较低的国家更强；H2——基础设施投资通过前向关联（降低下游行业运输成本）和后向关联（拉动建材、工程机械等上游行业）产生超过直接投资的间接需求拉动；H3——基础设施联通对不同经济体的需求拉动存在非对称性，陆锁国（如哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦）的受益程度大于沿海国。

以中国企业在亚欧沿线国承建的重大交通基础设施项目（铁路、公路、港口）的开工时间为外生冲击，使用局部投影法（Jordà 2005）直接估计冲击后 h 期（h = 0, 1, ..., 8 年）的动态乘数，避免了传统 VAR 模型的维度灾难问题。核心识别工具为"中国海外基建贷款承诺额"——该变量受中国国内政策性银行（国开行、进出口银行）的年度信贷额度影响，对单一东道国的短期宏观经济波动相对外生。在局部投影方程中依次加入东道国的财政政策立场和货币政策利率作为控制变量，以隔离基础设施投资冲击与其他宏观经济政策的混杂效应。同时使用叙事法（Narrative Approach）对第九届亚欧博览会等重大政策事件进行外生性验证。

局部投影法设定：y_i,t+h - y_i,t-1 = α_i^h + β^h InfrastructureShock_it + Σ_k γ_k^h Controls_i,t-k + ε_i,t+h，其中 y 为实际 GDP 对数，InfrastructureShock_it 为跨境基础设施投资对 GDP 的比率，β^h 即为 h 期的累积乘数。Panel VAR 设定：Y_it = A_1 Y_i,t-1 + A_2 Y_i,t-2 + ... + A_p Y_i,t-p + B X_it + μ_i + u_it，其中 Y_it = [InfraInvest_it, GDP_it, Employment_it, CPI_it]'，通过 Cholesky 分解识别基础设施投资冲击并绘制脉冲响应函数。投入产出乘数设定：TotalOutput = (I - A)^(-1) × InfraDemand，通过 Leontief 逆矩阵计算基建最终需求对全行业总产出的拉动。

核心被解释变量为实际 GDP 对数（经 CPI 平减，2015 年不变价）的年增长率。核心解释变量"跨境基础设施投资冲击"取自中国对外承包工程营业额（分国别）中交通基础设施类项目的年度完成额，以占东道国 GDP 的百分比表示。控制变量包括：东道国政府消费增长率（财政政策代理变量）、中央银行政策利率（货币政策代理变量）、贸易开放度（进出口总额/GDP）、国际大宗商品价格指数（适用于资源出口国）、以及全球不确定性指数（Baker et al. 2016 EPU）。所有变量均取对数或比率以减轻异方差。面板覆盖亚欧 30 国 2010-2025 年，共计 480 个观测值。

第一，替换冲击识别策略——改用基础设施投资的"计划金额"而非"实际完成额"作为工具变量，以缓解实际投资额与当期 GDP 之间的反向因果问题，实施两阶段最小二乘法（2SLS）估计。第二，子样本剔除——依次剔除经济总量最大的 3 个东道国（俄罗斯、印度、土耳其）和最小的 3 个东道国，检验乘数估计对样本构成的敏感性。第三，替代估计方法——改用交互式固定效应模型（Bai 2009）允许不可观测的共同因子对不同国家产生异质性影响，控制可能与基础设施投资相关的全球和区域层面的共同冲击（如全球金融危机、油价暴跌）。第四，排除供给侧效应——在局部投影中额外控制 TFP 增长率，以从总需求效应中分离出基础设施的供给侧生产率效应。