中国—东盟自由贸易协定的贸易效应

【摘 要 】本文使用中国与东盟十国及12个主要贸易伙伴2000—2012年双边贸易流量的面板数据,采用POLS和FE方法估计引力模型,研究CAFTA的贸易效应.实证结果表明：CAFTA的签订会促进中国对东盟的出口,抑制中国从东盟的进口,即建立中国-东盟自由贸易区对中国有正的贸易效应.

【关 键 词 】中国-东盟；贸易效应；协整检验

一、引言

中国-东盟自由贸易区（CAFTA）,于2002年11月签署,2005年1月生效,2010年1月1日正式全面启动,涵盖11个国家、19亿人口,是世界上人口最多的自由贸易区,也是发展中国家间最大的自由贸易区.

关于经济一体化对贸易影响的研究比较成熟的是对欧洲经济一体化的贸易效应研究,大部分研究发现,欧洲经济一体化对于贸易是正的且显著的效应.国内对中国-东盟的贸易效应研究显示,CAFTA对贸易具有扩大效应,但对中国的净的贸易效应为负.陈汉林,涂艳（2007）认为贸易转移效应远大于贸易创造效应,且差额在逐年增加,对中国而言净贸易效应为负；陈雯（2009）和徐婧（2008）认为CAFTA对区域内贸易有正的效应,且对中国从东盟进口的作用较大.

使用引力模型估计是研究贸易协定效应的重要方法.早期的研究多使用横截面的分析方法,如：徐婧（2008）；近期的研究多使用面板数据进行分析如：郎永峰,尹翔硕（2009）,陈雯（2009）,Marie,Eric（2011）.但现有文献对CAFTA效应的研究大多忽略了由于遗漏变量导致的内生性问题,且在使用面板数据分析时忽略了数据的平稳性,可能会造成谬误回归.本文进行了面板单位根检验和协整检验,且使用个体固定效应模型估计,减轻由于遗漏变量产生的内生性问题.

二、数据和模型设定

本文使用的引力模型是对Ma'tya's,L.（1997）中引力模型样板的一个改版.Ma'tya's,L.（1997）认为正确的计量经济引力模型的样板如下：

ln（EXPijt）等于αi+γj+λt+β1ln（Yit）+β2ln（Yjt）+β3ωij+β4CAFijt+...+μijt（1）

其中,EXPijt是i国与j国在t期的贸易量；Yit和Yjt分别是i国和j国在t期的实际GDP；ωij是指i国和j国的贸易组特征,如共同边界、共同货币、距离和文化联系等；CAFijt虚拟变量,当i国和j国在t期时是自由贸易区的成员时取1,否则取0；αi是进口国固定效应；γj是出口国固定效应；λt是时间固定效应；μijt是随机误差项.

由于本文是基于中国角度分析CAFTA的影响,因而采用“单国模式”进行研究.“单国模式”与“多国模式”的不同在于需要分别对进口和出口进行回归.

本文使用的回归方程如下：

ln（IMijt）等于α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（2）

ln（EXijt）等于α0+α1ln（Yit）+α2ln（Yjt）+α3DGDPPCijt+α4ln（DISTij）+α5CAFijt+α6LANij+μijt（3）

方程（2）是进口的回归方程,方程（3）是出口的回归方程.其中,i国表示中国,j国表示其贸易伙伴；DGDPPCijt是j国与中国在t期的实际人均GDP差额,DGDPPCijt等于|ln（GDPPCit）-ln（GDPPCjt）|,GDPPCit和GDPPCjt分别表示中国和j国在t期的实际人均GDP,根据林达的偏好相似理论,实际人均收入的差距与贸易量应当是反向关系；DISTij表示j国与中国的距离,两国距离远近可以衡量贸易成本的大小,因而距离与贸易量是反向关系；CAFijt与LANij为虚拟变量,CAFijt中国与j国在t期都为中国-东盟自由贸易区成员时取1,否则取0；LANij中国与j国使用同一种语言取1,否则取0,使用同一种语言的两国或地区其文化联系较大,因而对贸易的效应是正的.

本文样本是中国与东盟十国以及12个主要的贸易伙伴2000-2012年间的双边贸易流量数据.其中东盟十国是文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南；12个主要的贸易伙伴包括：香港、日本、巴西、英国、德国、法国、意大利、荷兰、俄罗斯、加拿大、美国和澳大利亚.

数据来源：双边贸易流量数据来源于联合国UNCTAD数据库；以2005年为基期的实际人均GDP来源于ERS International Macroeconomic 数据库；以2005年为基期的实际GDP来源于IMF数据库；RTA数据来源于WTO数据库；距离以及共同语言数据来源于CEPII数据库.

三、实证结果

为避免数据序列因存在单位根过程而造成的谬误回归,本文进行面板单位根检验和面板协整检验,回归结果见表1和表2.结果显示：所有变量在1%显著水平下都是一阶单整的,且在1%显著水平下拒绝没有协整关系的零检测设,即存在协整关系.表1IPS单位根检验结果变量ExportsImportsGDPDGDPPCGDPPC变量水平截距项3.142.794.614.684.82截距项和趋势项2.430.640.751.530.19一阶差分截距项-6.71***-8.07***-6.75***-5.16***-6.77***注：滞后长度根据BIC准则选择；***表示1%水平下显著.

表2面板协整检验结果

Panel vPanel PPPanel ADFGroup PPGroup ADF6.23***-5.46***-7.35***-8.91***-7.39***注：协整检验包含截距项和趋势项,滞后长度根据SIC标准选择,最大为2；***表示在1%水平下显著. 本文对方程（2）和（3）的回归采用混合面板回归的方法,回归结果见表三.由于遗漏变量的存在可能导致解释变量与随机误差项相关,进而导致实证结果存在内生性偏误.本文通过固定个体效应控制样本不可观测的遗漏因素减轻内生性问题,即采用个体固定效应模型估计.

由表可以看出：

（1）实际GDP对贸易的效应是正的,且在混合面板回归和个体固定效应回归的结果都是在1%水平下显著,表明贸易量与经济规模正相关；实际人均收入差额对出口的影响在混合面板回归和个体固定效应回归中的结果符号不同且不显著,而对进口的影响在混合面板回归中是负的且显著,但在个体固定效应回归中符号改变且不显著,此结果不支持林达的偏好相似理论；两国的距离可以表示两国间贸易的运输成本,对进口和出口的回归结果显示距离的系数为负且显著,与预期一致；共同语言代表两国或地区间的文化联系,其系数在进口和出口的回归结果中都为正且显著,表明贸易双方间的文化联系对贸易有正的影响,与预期相符.

（2）CAFTA虚拟变量的系数在对进口和出口的混合面板回归中为负且不显著,但在个体固定效应回归中符号发生变化,其中对出口的回归中系数为正且在5%水平下显著,对进口的回归中系数为负且在5%水平下显著.这表明控制遗漏变量造成的内生性的重要作用,即在控制了由于遗漏变量产生的内生性后中CAFTA的签订对中国向东盟国家的出口由不显著的负效应转变为正效应；而对中国从东盟国家的进口的负效应有微弱增加.表3对出口和进口的回归结果

出口方程进口方程解释变量混合面板回归固定效应回归混合面板回归固定效应回归ln（Y1）1.70***（-15）1.39***（-8.6）1.52***（-11）1.63***（-7.9）ln（Y2）0.96***（-38）1.29***（-4）1.02***（-33）1.19***（-2.9）DGDPPC-0.02（-0.5）0.2（-1.6）-0.25***（-4.7） 0.12（-0.8）CAFTA-0.036（-0.70）0.067**（-2.02）-0.089（-1.93） -0.091**（-2.17）LAN0.70***（-14）1.08***（-18）ln（DIST）-0.89***（-11） -0.97***（-10） 注：括号里面为t值,***表示1%水平下显著,**表示5%显著水平下显著.

四、结论

本文利用引力模型的拓展版本对CAFTA的贸易效应进行实证分析,结果显示：贸易双方的经济规模、文化联系对贸易有正的影响,而距离对贸易的影响是负的,这与经典的引力模型分析结果是一致的.

CAFTA对中国与东盟国家之间贸易的影响在没有控制遗漏变量产生的内生性时为负且不显著,这与现有文献（陈雯 2009,徐婧 2008）的结论不一致.在控制内生性的个体固定效应回归中CAFTA对中国向东盟的出口具有促进作用,而对中国从东盟的进口是负效应,对中国而言净的贸易效应是正的,这与大部分现有文献的结论一致,说明建立中国-东盟自由贸易区能够促进我国对东盟的出口.