中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)中國進(jìn)口的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于巴拉薩模型

楊 歡

(上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海200444)

一、引言

2002年11月，中國與東盟正式簽署《中國與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，標(biāo)志著中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)正式開始建立。自2005年7月開始，雙方全面啟動降稅進(jìn)程，中國和東盟雙邊貿(mào)易在各自的對外貿(mào)易總額中的比重不斷增加，至2010年，在中國和東盟走過了近10年的共建自貿(mào)區(qū)之路后，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)正式全面啟動，標(biāo)志著雙方的經(jīng)貿(mào)關(guān)系上升到新的歷史高度，為中國和東盟各國的貿(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟(jì)合作增添了新動力。

近年來，很多學(xué)者對CAFTA的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了相關(guān)的研究，一部分事前研究運(yùn)用可計(jì)算一般均衡模型(CGE)對貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行預(yù)測，也出現(xiàn)很多運(yùn)用引力模型對CAFTA的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)行的事后研究。

二、建立模型

(一)巴拉薩模型介紹

為了研究歐洲經(jīng)濟(jì)共同體的貿(mào)易效應(yīng)，巴拉薩在1967年建立了巴拉薩模型，之后很多學(xué)者運(yùn)用這一模型對不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化地區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究，Perera(1998)運(yùn)用修正的巴拉薩模型對東盟自由貿(mào)易區(qū)貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了研究，其結(jié)果顯示不同的成員國以及不同的商品會產(chǎn)生不同的貿(mào)易效應(yīng)。巴拉薩模型廣泛應(yīng)用于測量區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，原巴拉薩模型的基本假設(shè)是進(jìn)口需求的收入彈性在區(qū)域一體化前后分別保持不變，而建立一體化區(qū)域會改變出口需求的收入彈性。如果進(jìn)口需求的收入彈性增加就表明存在總的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，即國內(nèi)產(chǎn)品被從區(qū)域內(nèi)成員國或區(qū)域外貿(mào)易伙伴的進(jìn)口所替代。對區(qū)域外進(jìn)口需求的收入彈性減小表明存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，即對一體化區(qū)域外的進(jìn)口被區(qū)域內(nèi)進(jìn)口或本國產(chǎn)品所替代。

巴拉薩模型由下式給出:

其中，Mi為i國的進(jìn)口額，Yi為i國人均GDP，α和u分別為常數(shù)和誤差項(xiàng)，β即為進(jìn)口需求的收入彈性。

對(1)式兩邊取對數(shù)，可以得到:

根據(jù)(2)式可以分別構(gòu)建總進(jìn)口需求方程，區(qū)內(nèi)進(jìn)口需求方程以及區(qū)外進(jìn)口需求方程:

其中MTi，MIi和MEi分別表示i國總進(jìn)口，一體化區(qū)域內(nèi)的進(jìn)口和區(qū)外的進(jìn)口。

當(dāng)βt和βi在建立CAFTA之后的值都大于在建立CAFTA之前的值，我們可以說CAFTA下中國的進(jìn)口存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，即國內(nèi)產(chǎn)品被從CAFTA區(qū)域內(nèi)成員國的進(jìn)口所替代。當(dāng)建立CAFTA之后的βi大于建立之前的值并且βt小于CAFTA建立之前的值便存在凈貿(mào)易轉(zhuǎn)移，即對CAFTA區(qū)域外的進(jìn)口被區(qū)域內(nèi)進(jìn)口所替代。

(二)巴拉薩模型擴(kuò)展

在了解大量利用CGE和引力模型分析CAFTA貿(mào)易效應(yīng)后，本文運(yùn)用擴(kuò)展的巴拉薩模型分析中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國進(jìn)口貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，運(yùn)用周檢驗(yàn)，根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量發(fā)現(xiàn)1992—2007年之間確實(shí)存在結(jié)構(gòu)性變化，另外在(3)～(5)式中加入虛擬變量以區(qū)別CAFTA建立前后不同時間，可以得到模型如下:

其中，D為虛擬變量，當(dāng)時間區(qū)間為1992—2001年時，D取0，此時β值為1992—2001年中國進(jìn)口需求的收入彈性;當(dāng)區(qū)間為2002—2007年時，D取1，此時進(jìn)口需求的收入彈性為β+γ。根據(jù)估計(jì)得到的不同系數(shù)值，可以檢驗(yàn)是否存在貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

由于考慮到國際金融危機(jī)對全球貿(mào)易的影響，本文選取了1992—2007年的數(shù)據(jù)，2002年CAFTA正式開始建立，把2002年作為CAFTA建立的分界點(diǎn)。中國進(jìn)口總額和自東盟各國進(jìn)口額由COMTRADE數(shù)據(jù)庫獲得，中國對區(qū)內(nèi)和區(qū)外進(jìn)口額在此基礎(chǔ)上計(jì)算得到。模型中用人均GDP代替收入水平，兩項(xiàng)數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(二)實(shí)證結(jié)果及分析

運(yùn)用Eviews 5.0對上述(6)～(8)式進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，結(jié)果如下所示:

表1 實(shí)證結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看到，各系數(shù)的符號與預(yù)期相吻合，進(jìn)口值與人均GDP正相關(guān)，從修正的R2、F統(tǒng)計(jì)量以及D－W檢驗(yàn)值可以看出模型擬合非常好，而且各變量的系數(shù)至少在10%的顯著水平上顯著，變量能夠很好地解釋被解釋變量。由上述回歸結(jié)果可以得到中國進(jìn)口需求的收入彈性估計(jì)值，見表2。

由表2可以看出中國進(jìn)口總需求、區(qū)內(nèi)進(jìn)口需求和區(qū)外進(jìn)口需求的收入彈性在建立CAFTA后都大于建立之前，這表明存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。這說明中國國內(nèi)高成本的產(chǎn)品被國外低成本進(jìn)口產(chǎn)品所替代。沒有檢測到貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，一方面可能由于目前CAFTA產(chǎn)生的轉(zhuǎn)移效應(yīng)還比較有限，中國與東盟全面減稅開始于2005年7月，由于考慮到國際金融危機(jī)的影響選取數(shù)據(jù)時間截至2007年，所以自貿(mào)區(qū)真正發(fā)揮效力的時間還比較短，另一方面很多企業(yè)并沒有真正意識到中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的重要性，這也可能導(dǎo)致了CAFTA貿(mào)易效應(yīng)的局限性。另一個解釋是由于中國于2001年加入WTO后對CAFTA區(qū)外許多國家的進(jìn)口關(guān)稅大幅下降導(dǎo)致的。

表2 中國進(jìn)口需求的收入彈性

四、結(jié)論

本文運(yùn)用修正的巴拉薩模型分析了中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國進(jìn)口貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，截至2007年CAFTA下中國進(jìn)口貿(mào)易只存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)而不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

由于巴拉薩模型變量比較簡單，模型對諸如價格、關(guān)稅等對貿(mào)易影響較大的變量并沒有考慮，所以本文對貿(mào)易效應(yīng)的解釋可能比較有限。另外，我們不能對貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)作精確的測量，今后應(yīng)對不同行業(yè)產(chǎn)品貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移進(jìn)行具體測量。

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