□文/李根生 岳 偉
在經濟全球化和區域經濟一體化發展加快的國際經濟環境中,各國紛紛尋求貿易伙伴進行雙邊或區域合作,以創造更大的經濟發展空間。2002年中國與東盟簽署《中國-東盟全面經濟合作框架協議》,正式啟動建立中國-東盟自由貿易區的進程;為使各國先享受到自由貿易區的實惠,2003年我國率先與泰國實行“早期收獲計劃”,以后與東盟各國全面實施;2005年7月實施《貨物貿易協定》,開始全面降稅。本文在中國-東盟自由貿易區發展的背景下,通過運用引力模型并引入適當的虛擬變量CAFTA(中國-東盟自由貿易區)、EHP(早期收獲計劃)以及GTA(《貨物貿易協定》),對中國向東盟的出口量進行定量估計和考察,試圖分析影響中國對東盟出口的因素,以及一系列貿易鼓勵措施的出臺對我國出口的促進作用。
(一)總體貿易規模擴大,雙邊貿易額持續快速增長
近年來,雙方經貿關系迅速發展,特別是2002年簽訂在2010年建成中國-東盟自由貿易區的協議后,雙邊貿易增長幅度更加明顯,并于2004年貿易額首次突破千億美元大關。2007年中國與東盟的雙邊貿易額達2,025.5億美元,同比增長25.9%,提前三年實現了雙邊貿易額達到2,000億美元的目標。(表1)
2000~2007年中國對東盟進出口總額占中國對世界進出口總額百分比也在逐步增大。由2000年的8.33%、2001年的8.20%增長到2002年的8.82%,然后于2003~2007年維持在9%以上,特別是2007年增長到9.32%。
(二)我國對東盟出口增長快,并且占我國對外出口份額也逐步增大。自中國-東盟自由貿易區協定簽署以來,我國對東盟出口開始大幅增長,由2000年的173.39億美元,到2002年的235.69億美元,再到2007年達到941.79億美元;并且于2002~2007年,我國對東盟出口增速平穩,大約在30%左右。
對東盟出口占我國對外出口的比重也逐步攀升,以2002年自由貿易區建立為界,2000~2001年比重為7%,而在2002~2007年比重逐步增加,特別在2006年達到9.27%。
由上可見,自從2000年以來,中國對東盟出口出現了可喜的變化。但這是2002年的中國-東盟自由貿易區的成立、2003年的“早期收獲計劃”的實行、2005年7月《貨物貿易協定》的實施促進了中國對東盟十國的貿易,還是其他因素的影響作用?近年來,我國陸續加

其中,Tij為兩國間的貿易量,Yi為i國的GDP,Yj為 j國的 GDP,Dij為兩國間的距離,β為比例系數。由以上的模型可以看出兩國間的貿易量與兩國的經濟規模成正比,與兩國之間的距離成反比。
通過將式(1)線性化,Tinbergen和 Poyhonen使用的回歸估計方程為:

這是引力模型的核心,其主要結論是兩國之間的貿易與兩國的國民收入水平呈正相關,入了一些區域性組織,如亞太經合組織APEC,其效果怎樣?本文就這些問題運用引力模型作如下分析。
(一)引力模型。引力模型起源于物理學中的“引力法則”,即兩個物體之間的相互吸引力與它們各自的質量成正比,與它們之間距離的平方成反比。
最早把引力模型應用到國際貿易領域的是計量經濟學家丁伯根和經濟學家波賀農。他們認為兩國之間的貿易流量主要取決于兩國的經濟規模和兩國間的地理距離,其模型為:而與兩國之間的距離呈負相關。

表1 中國對東盟進出口統計
隨著引力模型的廣泛應用,該模型得以不斷的改進,許多因素也被逐漸引入到模型中。總的來說反映兩國之間貿易流量的引力模型已基本定型,兩國間的貿易量主要取決于兩國的經濟規模(用GDP衡量)、人均收入水平(用人均GDP衡量)、兩國間的距離和各國的制度安排,所以反映兩國間貿易流量的引力模型可以表述為:

其中,Tij為i國與j國的雙邊貿易總量;Yi與 Yj分別是 i國與 j國的 GDP;Pi、Pj分別是 i國與j國的人口;Dij為兩國之間的空間距離;Sij為貿易制度安排。
(二)模型的構建。本文為考察東盟自由貿易區的建立、“早期收獲計劃”的實施及其《貨物貿易協定》的實施對我國出口的促進效應,引入虛擬變量CAFTA、EHP和GTA;為比較中國-東盟自由貿易區與其他我國加入的區域組織對我國出口的作用,在模型中引入虛擬變量APEC(亞太經合組織),因而本文構建的引力模型如下:

表2 引力模型的回歸結果

其中,Xij表示國家i對國家 j的出口;GDPi、GDPj分別表示國家 i、國家 j的國內生產總值;Dij表示國家i和國家j之間的距離;CAFTA、EHP、GTA 是虛擬變量,μij表示標準隨機誤差。
(三)樣本及數據
1、樣本的選取。本文利用2000~2007年我國對世界主要貿易伙伴面板數據進行回歸測算,我們選取46個國家作為樣本。其中發達國家18個,包括美國、加拿大、日本、德國、荷蘭、英國、意大利、法國、比利時、西班牙、瑞典、芬蘭、丹麥、奧地利、葡萄牙、希臘、澳大利亞、新西蘭;發展中國家包括韓國、印度、巴基斯坦、土耳其、以色列、沙特阿拉伯、墨西哥、巴西、阿根廷、哥倫比亞、委內瑞拉、南非、尼日利亞、埃及、俄羅斯、匈牙利、波蘭、烏克蘭18個新興市場,以及柬埔寨、印尼、老撾、馬來西亞、緬甸、菲律賓、新加坡、泰國、越南、文萊東盟10國。
選取上述國為研究對象主要出于以下兩點考慮:第一,所選取樣本國家或地區大都是中國前50位以內的主要貿易伙伴,2007年中國對其出口額占出口總額的約86%,這有利于對中國的國別出口潛力的估算和分析;第二,這些新興市場經濟體對外貿易占據了發展中國家貿易的主導地位。這樣本文所選取的樣本容量為:46×8=368。
2、數據來源。中國對世界各國的出口數據來源于《中國經濟統計年鑒》,并且折算成以2000年為基礎的實際出口量;各國的GDP數據來源于聯合國National Accounts Main Aggregates數據庫,并且用此數據庫里的Implicit deflator GDP數據,把各國名義GDP轉換成以2000年不變價為基礎的實際GDP;距離數據來自Google地球的距離測量工具。
(四)引力模型的回歸結果及分析
1、回歸過程。本文采用普通最小二乘法基于面板線性回歸分析,具體分析過程如下:
首先檢驗對所有變量進行回歸的引力模型。在以下所有回歸時為解決一階自相關問題,回歸時使用Cochrance-Orcutt迭代法;同時,為減少由于截面數據造成的異方差的影響,使用Cross Section Weights加權法。
如表 2中的回歸結果(1)顯示,LOG(GDPi)、LOG(GDPj)、CAFTA、EHP、GTAD都很顯著,且符號與實際相符;AR(1)的t統計值為138,顯著水平很高,說明存在一階自相關問題,但是使用Cochrance-Orcutt迭代法后的DW=1.78,說明迭代法消除了一階自相關。但是,LOG(Dij)、APEC不顯著,且符號與實際相反,說明回歸方程的效果很不理想,需要進行調整。從各個變量的P值來看,LOG(Dij)這一個變量的顯著性最小,且與實際相違背,因此去掉這個變量,得到表格中的第二列回歸結果。(表 2)
從第二列的回歸結果來看,去掉Dij后,方程調整后的可決系數有所上升,但除了虛擬變量GTA、APEC不顯著,其中APEC最不顯著,且符號為負,所以本文去掉APEC,得到表格中的第三列回歸結果。
如表2中的回歸結果(3)所示,除虛擬變量GTA顯著水平不高外,其他變量都通過了顯著性檢驗,且符號都與預期一致。考慮到東盟十國的實際情況,分析其原因可能是樣本國家中包括了文萊這個國家,該國人口非常少,人均GDP較高,而實際貿易量在倒數第二位。因此,在進一步回歸時應該剔除文萊這個異常樣本點,這樣樣本容量縮小為360。
最后得到如表2中的回歸結果(4),所有變量都很顯著,所有解釋變量的回歸系數符號均與預期符號相同。DW=1.73,基本上消除了異方差性的影響,且F值較大,說明整體線性回歸顯著。
通過以上分析,本文構建的最后的回歸方程為:

2、回歸結果分析。通過表2可以發現,影響我國出口貿易額的重要因素是GDPi、GDPj、CAFTA、EHP、GTA。
(1)影響我國對東盟各國出口的因素中,我國GDPi、進口國GDPj相當的顯著,其系數分別為3.69、0.85,說明我國、進口國GDP每增加1%,則我國出口將分別增加3.69個百分點和0.85個百分點,說明經濟總量對貿易的推動作用是很明顯的。其中,我國的GDP起主要作用,說明改革開放三十年以來,我國的經濟水平不斷提升,促進了我國外貿的發展。但是,作為經濟大國,供給能力不斷增強,卻主要用于出口,反映了該國國內需求不振,經濟發展內外失衡,這也符合我國的實際情況。
(2)距離Dij影響不顯著。隨著近代交通運輸技術的發展,運輸成本在降低,距離因素對雙邊貿易的阻礙作用越來越小,距離的遠近不再是對外貿易一個大的障礙。我國與歐盟各國、拉美各國的貿易量很大,也證實了這一點。
(3)中國-東盟自由貿易區(CAFTA)與亞太經合組織(APEC)相比較。如回歸結果(3)所示,APEC不能通過顯著性檢驗,說明APEC并沒有很好地促進我國對其他成員國的出口。這主要是因為,世界貿易組織及其他多邊貿易體要求成員簽訂具約束性的條約,但亞太經合與此不同,會議最后文件不具法律約束力,但各成員在政治上和道義上有責任盡力予以實施。
(4)虛擬變量 CAFTA、EHP、GTA 的系數均通過了顯著性檢驗,系數分別是0.087、0.053、0.050,說明中國-東盟自由貿易區的建立和早期收獲計劃及《貨物貿易協定》的實施均有效地促進了中國對東盟各國雙邊貿易的發展,分別使出口增加了9.1%、5.4%、5.1%。
綜上所述,中國-東盟自由貿易區建成后,“早期收獲計劃”的實施、《貨物貿易協定》相繼實施,對貿易增長的促進作用非常顯著,這為我國自由貿易區發展積累了寶貴的財富。
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