東道國基礎(chǔ)設(shè)施對中國商品貿(mào)易的第三國效應(yīng)
——基于RCEP 國家的研究

李彥鋒，徐銘陽

（新疆財經(jīng)大學(xué)，烏魯木齊 830012）

一、引言

近年來，隨著逆全球化思潮不斷抬頭、新冠疫情在全球的迅速蔓延導(dǎo)致全球經(jīng)濟秩序動蕩，在此背景下，世界最大的自貿(mào)區(qū)RCEP 正式成立，協(xié)定的簽署將使得亞太區(qū)域能夠更好地應(yīng)對外部沖擊，加快全球化進程，推動亞太區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展。RCEP 生效可抵消中美貿(mào)易摩擦及CPTPP 成立對我國經(jīng)濟造成的負面影響（孟曉華等，2022），減弱對歐美國家供應(yīng)鏈的依賴性（秦若冰，2022），緩沖新冠疫情對我國的負面沖擊（宋志勇等，2021），關(guān)稅及非關(guān)稅壁壘降低可以促進各成員國宏觀經(jīng)濟發(fā)展以及各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出水平增加，從而推動區(qū)域內(nèi)各國進出口貿(mào)易額大幅提升（陶蕾等，2022）。RCEP 是中國、日本、韓國首次共同加入一個FTA，特別是中日、日韓兩國之間首次簽署自貿(mào)協(xié)定，將為未來中日韓FTA 的落地打下堅實的基礎(chǔ)（譚紅梅，2022）。

基礎(chǔ)設(shè)施作為國際貿(mào)易中的“硬”成本，相比關(guān)稅措施等“軟”成本而言，“硬”成本的改善較為困難（張鵬飛，2018）。目前有關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施對貿(mào)易影響的研究較多，胡再勇等（2019）采用引力模型研究了“一帶一路”沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施對進出口貿(mào)易影響，結(jié)果表明：不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對國際貿(mào)易影響程度的大小以及方向不一致。陳虹等（2019）通過構(gòu)建門檻模型發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平提高會促進我國與其雙邊貿(mào)易，且這種影響在經(jīng)濟落后的國家更加顯著。曹沖等（2021）認為，能源、通信、交通基礎(chǔ)設(shè)施中單一指標及多指標交互對貿(mào)易效應(yīng)的影響程度不同。眾多學(xué)者研究表明基礎(chǔ)設(shè)施能夠顯著降低貿(mào)易成本，提升貿(mào)易便利化。孫林等（2022）認為，以中歐班列為代表的交通基礎(chǔ)設(shè)施提高有利于企業(yè)產(chǎn)品出口。方鳴等（2021）提出，通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對中國與非洲地區(qū)貿(mào)易發(fā)展具有顯著的提升作用。

綜上所述，大多數(shù)學(xué)者研究RCEP 對貿(mào)易的影響因素主要集中在關(guān)稅與非關(guān)稅壁壘削減所產(chǎn)生的影響，少有學(xué)者考慮到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。在其它地域研究基礎(chǔ)設(shè)施對貿(mào)易的影響也僅關(guān)注其直接效應(yīng)，較少研究間接效應(yīng)，文章將在RCEP 框架下研究基礎(chǔ)設(shè)施對貿(mào)易的溢出效應(yīng)，這是對現(xiàn)有研究的有力補充。

二、中國與RCEP 成員國商品貿(mào)易的時空格局

選取2001-2021 年中國對RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，探究其時空格局演變。根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計，2001-2021 年間，中國對RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易總額由1753 億美元波動上升至18670 億美元，年均增長率達48.25%，其中進口額由955 億美元增長至9940 億美元，增加了9.41 倍。2021 年出口額達8730 億美元，是2001 年798 億美元的9.94倍。我國與RCEP 區(qū)域商品雙邊貿(mào)易額占外貿(mào)總額的比例由2001 年的34.31%波動下降至2013 年的28.37%，隨后緩慢上升，近年來穩(wěn)定在30%附近，其中進口額近年來在35%附近波動，出口額則在25%附近，整體表現(xiàn)為貿(mào)易逆差，但逆差額占雙邊貿(mào)易總額的比例呈現(xiàn)下降態(tài)勢。

圖1 2001-2021 年中國對RCEP 成員國商品進出口貿(mào)易額及所占外貿(mào)比例（億美元，%）

文章選取2001 與2021 年中國與RCEP 成員國商品貿(mào)易額數(shù)據(jù)以探究其時空特征。2001 年，中國與RCEP 區(qū)域商品進出口總額較大的地區(qū)是日本，雙邊貿(mào)易總額達877.28 億美元，占區(qū)域內(nèi)的比率為50.13%，進出口額分別占比44.8%、56.32%；其次是東盟、韓國，進出口總額分別占比23.77%、20.51%。2021 年，我國與日本商品進出口貿(mào)易總額占區(qū)域內(nèi)比例下滑至20%附近，東盟成為我國商品進出口貿(mào)易主要地區(qū)，我國對其商品進出口額分別占區(qū)域內(nèi)比例為39.75%、55.39%，但東盟內(nèi)部國別差異明顯，我國對越南、馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞四國雙邊貿(mào)易總額達6137.15 億美元，占東盟的比例為75.43%，其余六國占比較小。我國與RCEP 中日本、韓國兩個東北部國家，澳大利亞、越南、馬來西亞、印度尼西亞、菲律賓五個東南部國家商品雙邊貿(mào)易總額達18671.52 億美元，占RCEP 的比例達84.49%，其余緬甸、老撾等國主要偏向西南部，總體呈現(xiàn)“東高西低”態(tài)勢，空間集聚態(tài)勢顯著（如表1 所示）。

表1 2001、2021 年中國與RCEP 各成員國商品進出口貿(mào)易額（億美元）

三、空間自相關(guān)檢驗

我國與RCEP 成員國雙邊貿(mào)易額的空間集聚態(tài)勢可能與RCEP 國家內(nèi)部聯(lián)系有關(guān)，各國之間可能存在空間自相關(guān)關(guān)系。目前學(xué)界檢驗空間自相關(guān)的方法有全局Moran指數(shù)和全局G指數(shù)，根據(jù)張松林等（2007）的研究，Moran指數(shù)在研究區(qū)域集聚比G指數(shù)效果更好，因此文章運用全局Moran指數(shù)進行空間自相關(guān)檢驗，公式如下：

式中n代表我國各年對RCEP 各成員國商品出口額觀察值數(shù)量，xi、xj分別為i、j位置的觀察值，x-為全部觀察值均值，wij為權(quán)重矩陣，由于RCEP 眾多成員國隔海相望，因此選擇地理距離權(quán)重矩陣，公式為，dij代表i國與j國首都距離，數(shù)據(jù)來自法國經(jīng)濟研究中心CEPII 中Geodist 數(shù)據(jù)庫。

通過對2004-2018 年的Moran指數(shù)測算可得，中國與RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易總額、進口額、出口額的z 統(tǒng)計量均至少在5%的顯著水平下通過檢驗，雙邊貿(mào)易額、出口額Moran'I值最低在2018年出現(xiàn)，分別為0.105、0.072，雙邊貿(mào)易總額Moran'I值在2007 年達最大，是0.128，我國從RCEP 國家進口額Moran'I 值在2005、2006 年達0.142，在2013年出現(xiàn)最低值0.107，出口額最大值在2008 年為0.112，由此可得，中國對RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易及進出口額呈顯著的空間正相關(guān)態(tài)勢，且正相關(guān)性較為穩(wěn)定（表2）。

表2 全局莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果

四、空間效應(yīng)模型構(gòu)建及檢驗

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，文章選取2004-2018 年中國與RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易總額、進口額、出口額三項作為被解釋變量，由于老撾數(shù)據(jù)缺漏過多，且與我國貿(mào)易額較小，因此剔除老撾選取剩余13 國，貿(mào)易額數(shù)據(jù)均來源于UN Comtrade。在解釋變量的選取上，參照胡再勇等（2019）的研究，基礎(chǔ)設(shè)施主要包括能源、交通、通信基礎(chǔ)設(shè)施三類，文章選取總電量消耗（十億千瓦小時，energy）作為能源基礎(chǔ)設(shè)施變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界能源數(shù)據(jù)庫（World Energy Database），選取固定電話訂閱（每百人）、移動蜂窩數(shù)據(jù)（每百人）、互聯(lián)網(wǎng)使用（每百人）三者簡單平均值作為通信基礎(chǔ)設(shè)施（com）變量，班輪運輸指數(shù)作為交通基礎(chǔ)設(shè)施（tra）變量，以上數(shù)據(jù)均來自世界銀行的世界經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)庫。下表3 為變量的描述性統(tǒng)計，對各變量均取對數(shù)。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

（二）空間計量模型的構(gòu)建

空間滯后模型（SLM）：假設(shè)我國與東道國貿(mào)易額不僅受各項基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響，還受到東道國鄰國與我國貿(mào)易額影響，引入貿(mào)易額滯后項，對貿(mào)易額之間的空間依賴關(guān)系進行解釋，式中，yit為i國t年與我國貿(mào)易額組成的矩陣，ρ 為空間自回歸系數(shù)，反映鄰國貿(mào)易額對本國貿(mào)易額影響，Xit為i國t年基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)組成的矩陣，W為地理距離權(quán)重矩陣，εit為隨機干擾項。

空間誤差模型（SEM）假設(shè)我國與東道國貿(mào)易額受我國與東道國鄰國貿(mào)易影響不直接，但影響存在誤差項中，解釋鄰國誤差項對東道國貿(mào)易額的沖擊，式中，μit、εit為殘差，λ 為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表明鄰國貿(mào)易額對本國貿(mào)易額的影響程度。

空間杜賓模型（SDM）是SLM模型與SEM模型的結(jié)合，可緩解其變量遺漏問題，式中，φ 是貿(mào)易額的滯后項系數(shù)，μi為空間效應(yīng)，vt為時間效應(yīng)，εi是殘差。

（三）實證結(jié)果分析

結(jié)合上述分析，2004-2018 年我國與RCEP 成員國雙邊貿(mào)易額具有空間集聚特征，因此分別構(gòu)建雙邊貿(mào)易總額、進口額、出口額為被解釋變量的空間面板計量模型，探究RCEP 成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國商品貿(mào)易的影響及空間溢出效應(yīng)。

參照Anselin 等（1996）的研究，對SDM 模型進行Wald 檢驗和LR 檢驗，若顯著則表明SDM模型為最優(yōu)解，若不顯著則SDM 模型可退化；其次進行LM檢驗，對空間滯后與誤差下的LM與R-LM進行比較，選取顯著性較高的，若都不顯著則無法使用空間計量模型，應(yīng)采用計量經(jīng)濟模型；最后根據(jù)Hausman 檢驗來判斷采用固定、隨機效應(yīng)模型，若顯著則選取固定效應(yīng)，反之選取隨機效應(yīng)。

從下表檢驗結(jié)果來看，在雙邊貿(mào)易總額（Lntotal）作為被解釋變量時，LR 檢驗的Spatial lag（SL）、Spatial error（SE）統(tǒng)計量分別為14.17、16.42，且p 值分別為0.0027、0.0009，均通過了1%的顯著性水平檢驗，Wald 檢驗的SL、SE 統(tǒng)計量分別為12.58、9.12，對應(yīng)p 值為0.0056、0.0277，分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗，因此SDM 不可退化為SEM 或SLM。同理，在我國對RCEP 國家進口額（Lnimport）、出口額（Lnexport）分別作為被解釋變量時，LR、Wald檢驗均通過了至少5%的顯著性水平檢驗，選取SDM。隨后，在LM檢驗中，LM及R-LM 下的SL、SE 統(tǒng)計量對應(yīng)p 值最大出現(xiàn)在以Lnimport 為因變量的空間面板數(shù)據(jù)中R-LM中SE 達0.049，三個空間面板數(shù)據(jù)均可在至少5%的顯著性水平下通過LR、Wald、LM檢驗，均選取SDM。最后，在Hausman檢驗中，以Lntotal 為被解釋變量的空間面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計量為7.34，對應(yīng)p 值為0.0618，通過10%的顯著性水平檢驗，以Lnimport、Lnexport為被解釋變量的兩個面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計量為42.54、12.02，對應(yīng)p 值分別為0.0000、0.0073，均通過1%的顯著性水平檢驗，由此可得，三個空間面板數(shù)據(jù)均選用固定效應(yīng)的空間杜賓模型（表4）。

表4 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平空間面板計量模型檢驗結(jié)果

綜上所述，依據(jù)三個空間面板數(shù)據(jù)設(shè)定固定效應(yīng)空間杜賓模型如下：

式中，tradeit是我國與國年商品雙邊貿(mào)易額，importit為我國從國年商品進口額，exportit是我國向國年商品出口額，β1、β2、β3分別為能源、通信、運輸基礎(chǔ)設(shè)施的回歸系數(shù)，其余指標含義與上相同。

根據(jù)孫慶剛等（2013）的研究，空間計量模型應(yīng)用likelihood值檢驗擬合度，值越高則擬合度越大，對比在不同效應(yīng)下SDM結(jié)果可知，三個空間面板數(shù)據(jù)均在時間空間雙固定情況下likelihood 值達到最高，因此均選取時空雙固定的空間杜賓模型（表5）。

表5 RCEP 成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國與其商品貿(mào)易影響的回歸結(jié)果

LeSage 等（2009）認為，空間杜賓模型中各貿(mào)易額的滯后項系數(shù)顯著不為0 時，系數(shù)難以直接反映溢出效應(yīng)，因此將貿(mào)易額的空間效應(yīng)分解為直接、間接及總效應(yīng)，其中直接效應(yīng)為本國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對貿(mào)易額的影響，間接效應(yīng)為鄰國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對本國貿(mào)易額的影響，總效應(yīng)為二者之和。

首先將SDM模型（4）改為向量形式（5），Y為貿(mào)易額向量，I為單位矩陣。

其次對各基礎(chǔ)設(shè)施項xk求偏導(dǎo)（6）。

最后將Y對xk寫為矩陣形式（7），對角線代表基礎(chǔ)設(shè)施對本國貿(mào)易額影響的直接效應(yīng)，非對角線代表間接效應(yīng)。

文章分別將被解釋變量為雙邊貿(mào)易總額、進口額、出口額三個空間面板數(shù)據(jù)下各類基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的空間效應(yīng)分解如下：

就能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的影響而言，當(dāng)Lntotal作為被解釋變量時，能源基礎(chǔ)設(shè)施對雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.459，間接效應(yīng)為-1.615，分別通過了1%、5%的顯著性水平檢驗，總效應(yīng)不顯著，這表明東道國能源基礎(chǔ)設(shè)施水平提升1%將使得我國與其雙邊貿(mào)易總額提升0.459%，且具有負向溢出效應(yīng)，會導(dǎo)致東道國周邊地區(qū)與我國雙邊貿(mào)易額下降1.615%。當(dāng)Lnimport作為被解釋變量時，能源基礎(chǔ)設(shè)施對我國從東道國進口額的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為0.931、-4.905，均通過1%的顯著性水平檢驗，總效應(yīng)為-3.974，在5%的水平下顯著，這表明東道國能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)每增加1%會使得我國從東道國商品進口額提升0.931%，同時負向溢出效應(yīng)導(dǎo)致我國從其周邊地區(qū)進口額下降4.905%。當(dāng)Lnexport作為被解釋變量時，能源基礎(chǔ)設(shè)施對我國向東道國商品出口額的直接效應(yīng)通過了1%的顯著性水平檢驗，系數(shù)為0.441，表明東道國能源基礎(chǔ)設(shè)施水平提升1%會使得我國對其商品出口額提升0.441%，間接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.277，不具有顯著性，因此難以判斷其是否具有空間溢出效應(yīng)。

東道國能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國與其雙邊及進出口貿(mào)易額均有正向影響，能源是一切工業(yè)活動的基礎(chǔ)，在任何一個產(chǎn)業(yè)鏈中能源都是不可或缺的，因此能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平將會直接促進雙邊貿(mào)易，但其對周邊地區(qū)有著負向溢出效應(yīng)，這是因為RCEP 成員國中各國經(jīng)濟水平參差不齊，既有日本、韓國等先進的發(fā)達國家，也有老撾、緬甸等落后的發(fā)展中國家，發(fā)達國家加大能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可能會產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，抑制周邊落后地區(qū)貿(mào)易發(fā)展，并且落后國家的產(chǎn)業(yè)集聚能力有限，即使加大能源基礎(chǔ)設(shè)施投資也可能對周邊地區(qū)產(chǎn)生抑制作用（張學(xué)良等，2012）。

就通信基礎(chǔ)設(shè)施而言，在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國通信基礎(chǔ)設(shè)施對我國與其雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.228，在1%的水平下顯著，間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.816、1.044，均通過5%的顯著性水平檢驗，這表明東道國通信基礎(chǔ)設(shè)施水平每增加1%會使得我國與其雙邊貿(mào)易額提升0.228%，同時其溢出效應(yīng)使我國與其周邊國家雙邊貿(mào)易總額提升0.816%。在Lnimport作為被解釋變量時，東道國通信基礎(chǔ)設(shè)施對我國從其商品進口額的總效應(yīng)和直接效應(yīng)分別為2.24、0.396，均通過1%的顯著性水平檢驗，間接效應(yīng)為1.844，在5%的水平下顯著，這表明東道國通信基礎(chǔ)設(shè)施每改進1%會促進我國從其商品進口額提升0.396%，同時其溢出效應(yīng)會使我國向其周邊地區(qū)進口額提升1.844%。在Lnexport作為被解釋變量的情況下，東道國通信基礎(chǔ)設(shè)施對我國向其商品出口的影響未通過顯著性水平檢驗。通信基礎(chǔ)設(shè)施涉及第一、二、三產(chǎn)業(yè)，通過企業(yè)之間的聯(lián)系將會擴散到各產(chǎn)業(yè)之間（Melville，2008），提高產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈的各個部分間的關(guān)聯(lián)度（盧福財?shù)龋?019），從而促進周圍地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時通信基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)可降低貿(mào)易成本，促進貿(mào)易量的提升使得貿(mào)易額增加。

RCEP 成員國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于我國與其雙邊貿(mào)易額提升。在Lntotal作為被解釋變量的情況下，東道國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國與其雙邊貿(mào)易總額的直接效應(yīng)為0.086，通過了5%的顯著性水平檢驗，這表明東道國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)每提高1%會推動我國與其雙邊貿(mào)易總額增長0.086%，間接效應(yīng)與總效應(yīng)均不顯著。當(dāng)Lnexport作為被解釋變量時，東道國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國向其商品出口額的直接效應(yīng)通過了5%的顯著性水平檢驗，回歸系數(shù)為0.088，表明東道國交通基礎(chǔ)設(shè)施每增加1%會促進我國向其商品出口額提升0.088%，間接效應(yīng)和總效應(yīng)未通過顯著性水平檢驗，難以確定其溢出效應(yīng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高將使得商品流通效率更高，節(jié)約大量時間成本，并有利于增加商品貿(mào)易的種類，從而促進雙邊貿(mào)易額增加（見表6）。

表6 RCEP 成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對我國與其商品貿(mào)易直接、間接、總效應(yīng)

（四）穩(wěn)健性檢驗

為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，文章使用移動蜂窩數(shù)據(jù)用戶（每百人）作為信息基礎(chǔ)設(shè)施的替代指標，取對數(shù)后再次進行檢驗，（結(jié)果見表7）。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

總體來看，各類基礎(chǔ)設(shè)施的對數(shù)似然函數(shù)估計值、溢出效應(yīng)估計值以及l(fā)ikelihood 值與上述相近，仍選擇時空雙固定的空間杜賓模型，由此可得，文章主要研究結(jié)果平穩(wěn)。

五、結(jié)論及對策建議

（一）結(jié)論

第一，RCEP 成員國為我國對外貿(mào)易的重要地區(qū)。2001-2021 年間，我國與RCEP 成員國商品雙邊貿(mào)易額常年占我國對外貿(mào)易總額的30%附近，日本、韓國、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓等靠東部國家與我國雙邊貿(mào)易額較大，整體呈現(xiàn)出“東高西低”的空間集聚態(tài)勢。

第二，RCEP 成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對我國與其雙邊貿(mào)易額具有顯著影響，且這種影響具有空間溢出效應(yīng)。由時空雙固定的空間杜賓模型結(jié)果可知，東道國三大類別基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對我國與其商品進出口貿(mào)易均具有正向影響，但其空間溢出效應(yīng)方向不同，能源基礎(chǔ)設(shè)施的提高會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生負向空間溢出效應(yīng)，通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)則產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

（二）對策建議

根據(jù)研究所得出的結(jié)論，提出以下建議：

第一，我國與RCEP 成員國商品貿(mào)易應(yīng)“穩(wěn)東促西”。穩(wěn)定與RCEP 東部成員國商品雙邊貿(mào)易水平，促進與西部區(qū)域緬甸、老撾等國家的商品進出口貿(mào)易，RCEP 東部區(qū)域國家較為發(fā)達，我國應(yīng)維持與日、韓、馬等國現(xiàn)有貿(mào)易水平，加強與其高附加值產(chǎn)品貿(mào)易，對于西部欠發(fā)達國家，我國應(yīng)通過技術(shù)援助、學(xué)習(xí)交流等方式加快其產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進與我國商品雙邊貿(mào)易額上升。

第二，重點關(guān)注RCEP 成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，促進中國與RCEP 成員國雙邊貿(mào)易額提升。RCEP 成員國能源、信息、交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對我國商品貿(mào)易的直接效應(yīng)均為正，當(dāng)各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平提升時，我國與其商品雙邊貿(mào)易額必將增長，因此，應(yīng)關(guān)注RCEP 區(qū)域內(nèi)各成員國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在合適情況下幫助東道國基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以擴大我國外貿(mào)發(fā)展。

第三，加強RCEP 區(qū)域內(nèi)通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，充分利用其正向空間溢出效應(yīng)推動我國外貿(mào)發(fā)展。當(dāng)今全球貿(mào)易正處于數(shù)字化轉(zhuǎn)型階段，數(shù)字化的發(fā)展離不開通信基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)（孟宏瑋等，2022），因此，我國應(yīng)推動RCEP 區(qū)域通信基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快貿(mào)易數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級，并充分利用其溢出效應(yīng)，促進與RCEP 各地區(qū)雙邊貿(mào)易額提升。