中國-東盟自貿區戰略的貿易創造效應研究——基于合成控制法的實證分析

聶 飛

(華中農業大學 經濟管理學院，湖北 武漢 430070)

中國-東盟自貿區戰略的貿易創造效應研究——基于合成控制法的實證分析

聶 飛

(華中農業大學 經濟管理學院，湖北 武漢 430070)

結合1992—2014年間中國與104個國家的雙邊貿易數據集，運用合成控制法對CAFTA戰略的貿易創造效應進行量化評估。結果發現，在2005年CAFTA戰略初步實施的影響下，中國對東盟國家凈貿易效應均為正；分國別看，中國對印度尼西亞、越南和新加坡等國存在出口貿易創造效應，對印度尼西亞、老撾等國存在進口貿易創造效應；進一步研究發現，CAFTA戰略初步實施顯著延長了中國對東盟國家的出口貿易創造效應持續期。

中國-東盟自貿區；貿易創造效應；合成控制法；持續期

一、引言

近年來，伴隨著國際政治經濟形勢發生的深刻變化，中國加快了以區域經濟一體化為主要內容的自貿區戰略建設步伐。中國共產黨的“十八大”會議決議強調，要加快自由貿易區戰略實施，全面提升開放型經濟發展水平。在此背景下，基于“一帶一路”的總體戰略思路，根據對象國家(地區)的特點與國情，中國采取靈活多樣的自由貿易區戰略推進方式，逐步提升互惠貿易協議的規模。目前中國已簽署并實施的自由貿易協議共14個*除了與東盟地區、智利、巴基斯坦、新西蘭、新加坡、秘魯、哥斯達黎加、冰島、瑞士、韓國、澳大利亞等分別簽署了自由貿易協議之外，中國大陸還與港澳地區、臺灣地區分別簽訂《更緊密經貿關系安排》、《海峽兩岸經濟合作框架協議》。，涉及22個國家和地區。其中，中國-東盟自貿區(CAFTA)是迄今為止中國對外簽署規模最大的自由貿易區框架協議；同時CAFTA戰略啟動時間也較早，并于2010年實現中國與東盟各國貨物貿易、服務貿易及投資的自由化。

稅率下調作為促進雙邊貿易的主要手段，是區域經濟一體化的主要特征(鄧子基 等，1994；曹亮，2007)。事實上，早在CAFTA協議正式達成之前，中國和東盟就貿易商品的降稅問題進行了一系列磋商。圍繞著全面合作框架協議，2004年中國和東盟正式實施早期“收獲”計劃(CAEHP)，雙方就彼此特別關注和互補性較強的蔬菜、水果及水產品等實行提前降稅。在此基礎上，2005年中國與東盟進一步實施了《貨物貿易協議》，將減稅計劃擴展到7000多種正常商品。與此同時，中國與東盟雙邊貿易額出現了大幅度提升。截至2014年末，中國與東盟雙邊進出口貿易額達到4801.25億美元，較2005年增長3.68倍。在此背景下，是否存在CAFTA戰略的持續性貿易創造效應便成為當下值得研究的問題。

二、文獻回顧

對于自貿協議的貿易創造效應問題研究，最早可追溯至Viner(1950)的“關稅同盟理論”，該理論指出，關稅減免措施會產生貿易創造效應，具體表現為生產環節由低生產率成員國向高生產率成員國的轉移，并形成前者對后者的進口，進而有利于實現關稅同盟成員國之間資源優化配置和生產的帕累托改善。該理論后經Meade(1955)、Mundell(1968)等的發展，研究主題逐步集中于對關稅同盟的福利效應分析上。日后關稅同盟理論雖然變得日趨成熟，但卻因其過于苛刻的理論假設而在實踐過程中存在困難。于是，Robson(1980)在放松完全競爭市場和規模經濟假設的基礎上，提出了自由貿易區理論，該理論認為，自貿區成員國應該具備獨立的關稅稅率決定權和使用原產地規則，需要對成員國之間的貿易創造效應發生條件進行界定。實踐證明，自貿區理論已經在全球經貿合作的實踐中獲得了極大成功。20世紀80年代以來，占全球經濟總量約2/3的國家(或地區)已宣布加入各類區域一體化組織。在此之后，學界也開始對自貿協議貿易創造效應的定量評估方法進行重點探索。其中，由Tinbergen(1962)提出的貿易引力方程作為事后評估基準模型，在后續實證研究中得到廣泛運用，如Egger(2000)通過在引力模型中加入虛擬變量的形式，檢驗了自貿區對雙邊貿易流量的凈效應。但是，由于缺乏理論基礎以及對虛擬變量選取沒有統一標準，使得引力模型在評估自貿區的貿易創造效應時受到詬病。Hertel(2002)引入一般均衡思想構建了世界貿易分析模型(GTAP)，GTAP模型作為一種動態分析模型，在自貿區的貿易創造效應的事前評估方面具有明顯的優勢。

雖然自貿協議的貿易創造效應實證研究很多，但結論存在較大分歧。有學者基于已有的貿易效應評估方法證實了自貿區理論的預期結論。Siriwardana(2007)通過對美國-澳大利亞經濟一體化進行分析指出，自由貿易協議的簽訂有效提升了兩國的雙邊貿易額。Martínez-Zarzoso et al.(2009)通過分析歐盟和北美自由貿易區形成對各國貿易的影響發現，發達國家能夠獲得更顯著的正向貿易收益。Fathipour et al.(2014)研究伊朗-印度經濟一體化的貿易效應也得到相似結論，指出印度不僅會擴大對伊朗的石油能源的進口規模，還會擴大對伊朗的化學制品、藥品及鋼鐵出口規模。當然，也有學者持相反觀點。Miljkovic et al.(2003)對北美國家農產品貿易流量研究發現，北美自由貿易協定的達成對區域內各國的貿易福利效應并不明顯。Geldi(2012)的研究結論顯示，南美共同市場和東盟自由貿易區成員國的貿易創造效應雖然較小，但對外部國家產品的進口需求依然較強。

那么，CAFTA戰略的實施是否存在貿易創造效應呢？對此問題，中國國內學者研究結論并不一致。陳雯(2009)利用引力模型的“單國模式”，發現自貿區的建立在一定程度上促進了中國同東盟國家的進出口貿易。張彬等(2011)研究表明，中國與東盟各國經濟較強的互補性是促進雙邊產業內貿易的主要原因。程偉晶等(2014)基于三階段引力模型的研究發現，中國-東盟自貿區的貿易創造效應具有不對稱性，且更有利于東盟國家的經濟增長。也有學者持不同觀點：如陳漢林等(2007)研究發現，中國-東盟自貿區下的中國貿易轉移效應要遠遠大于貿易創造效應，且兩者之間的差距呈現逐年遞增的趨勢；胡超(2014)則利用中國與東盟各國之間55種農產品貿易數據研究發現，通關時間對農產品貿易產生了顯著的負向抑制效應。

綜上所述，雖然對自貿區的貿易創造效應研究已取得一定進展，但這些研究均基于傳統的引力方程、GTAP等計量方法，由于這些方法無法有效解決模型設定中可能存在的變量遺漏問題，導致實證結果可能存在有偏性。但若將自貿區建立視為“自然實驗”中的沖擊事件，那么采用政策評估方法進行檢驗將更為合適。作為傳統政策評估方法的DID方法雖然在貿易領域得到了廣泛運用(李榮林 等，2014；逯宇鐸 等，2015)，但由于無法保證選取控制組對象的客觀性和代表性，往往會對實證結果產生較大影響，以至不能得出客觀的研究結論。針對此問題，Abadie et al.(2003)提出了合成控制法，這一方法通過使用數據驅動為成員國選取合適的參照對象，相較于DID方法更具優勢，因而更受學者的重視。例如，鄭義等(2015)運用合成控制法發現，三聚氰胺事件對中國人均乳制品進口額有著正向的沖擊效應；項后軍等(2016)基于上海自貿區的準自然實驗，運用合成控制法評估了自貿區的建立對上海地區資本流動的影響；陳曄婷等(2016)則運用合成控制法評估中國高技術企業“走出去”對其研發效率的影響。為此，本文選取1992—2014年間中國與104個國家的面板數據集，面板數據集包括8個東盟國家所構成的處理組和96個非東盟所構成的控制組，使用合成控制法評估CAFTA戰略的貿易創造效應及其潛在的動態持續期問題。

三、研究設計

(一)方法介紹

合成控制法最早由Abadie et al.(2003)提出，用以模擬關注的結果變量受沖擊事件的影響，而本文將自貿協議實施視為沖擊事件，而將雙邊進出口貿易額作為結果變量*將自貿協議實施作為沖擊事件的原因在于，自貿協議實施對中國與東道國之間的雙邊貿易流量有可能具有長期的沖擊效果，由于政策時滯效應的存在，長期效果會優于短期效果，這有別于蘇志等(2015)所強調的事件短期沖擊效果。同時，只要考慮控制組國家的關鍵特征因素，便能使處理組國家與合成控制組國家之間具有可比性，進而反映出自貿協議實施所帶來的真實沖擊效果。這里，感謝匿名審稿人提出的建設性意見。，從而研究中國對東盟國家的進出口貿易受CAFTA戰略的影響方向和程度。事實上，由于東盟國家與非東盟國家經濟發展水平存在比較大的差異，如果簡單匹配可能無法找到合適的控制組，而合成控制法通過計算權重并加權所得的合成控制組可以成為處理組國家比較好的匹配對象，這便是合成控制法評估貿易創造效應的優勢所在。

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其中：δt表示影響中國對各國雙邊進出口貿易額的時間固定效應，代表共同時間趨勢變化；Zi表示可觀測到的m×1維協變量，這是獨立于自貿區協議的外生預測控制變量；選取滯后5期的中國與各國雙邊進出口貿易額，以及各國GDP增長速度均值、每單位資本存量GDP、人均收入、人口密度均值等數據作為預測控制變量(劉甲炎 等，2013；蘇治 等，2015)。本文的變量選取依據在于，這些控制變量大體涵蓋了東道國經濟增長過程中的產出規模和要素稟賦狀況，而這是衡量處理組國家與控制組國家之間宏觀經濟相似度的最為關鍵特征。θt是一個1×m維未知參數向量；λt是一個1×F維不可觀測到的共同因子向量；μi是F×1維不可觀測的國家固定效應；εit是每個國家不可觀測的短期沖擊，均值為0。

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在最理想的情況下，應該存在唯一最優權重矩陣W*，使得在[1，t0]時間區段內的處理組與合成處理組數據完全相等，即滿足以下條件：

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然而，模型設定中很難納入影響雙邊進出口貿易的所有外生預測控制變量，從而使得上述理想情形幾乎無法達到。解決這一問題的通常做法是，根據近似解來無限趨近于最優權重矩陣W*。Abadie et al.(2010)通過比較處理組國家特征變量與加權合成處理組國家特征變量的距離來判斷權重矩陣的優劣，即主要解決最優化問題：

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(二)數據選取及來源說明

為了聚焦CAFTA戰略框架協議的貿易效應，本文剔除了與中國簽署自貿協議的非東盟國家樣本，篩選出1992—2014年間中國與104個國家的雙邊貿易平衡面板數據，樣本容量為2392。其中，東盟國家(即處理組國家)包括印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南、柬埔寨和老撾等8國*東盟10國還包括文萊和緬甸，但由于這兩國變量數據缺失較多，基于估計結果穩健性的考慮，將其剔除。；而非東盟國家(即控制組國家數量)直接決定了最優權重矩陣的質量和合成處理組的效果，故參考Goncalves et al.(2008)的研究，將研究范圍擴展至全球96個主權國家*控制組國家選擇依據為：剔除與中國貿易流量為0的東道國；剔除非獨立經濟體和數據缺失較為嚴重的東道國。具體包括：阿爾及尼亞、安哥拉、阿根廷、奧地利、阿塞拜疆、巴林、孟加拉國、白俄羅斯、比利時、貝寧、巴西、保加利亞、喀麥隆、加拿大、哥倫比亞、剛果、古巴、塞浦路斯、科特迪瓦、剛果民主共和國、丹麥、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、赤道幾內亞、愛沙尼亞、斐濟、芬蘭、法國、加蓬、德國、加納、希臘、危地馬拉、幾內亞、洪都拉斯、匈牙利、印度、伊朗、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、約旦、哈薩克斯坦、肯尼亞、科威特、吉爾吉斯斯坦、拉脫維亞、黎巴嫩、利比亞、立陶宛、馬達加斯加、馬爾他、毛里求斯、墨西哥、蒙古、摩洛哥、莫桑比克、尼泊爾、荷蘭、尼加拉瓜、尼日利亞、挪威、阿曼、巴拿馬、巴布亞新幾內亞、巴拉圭、波蘭、葡萄牙、卡塔爾、羅馬尼亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、塞內加爾、西班牙、斯里蘭卡、蘇里南、瑞典、塔吉克斯坦、多哥、突尼斯、土耳其、土庫曼斯坦、烏干達、烏克蘭、阿聯酋、英國、坦桑尼亞、烏拉圭、美國、烏茲別克斯坦、委內瑞拉、也門、贊比亞、津巴布韋。。中國與各國雙邊進出口貿易數據，本文使用聯合國Comtrade數據庫中SITC/Rev.3標準分類的全部商品貿易額加總值。各國GDP增長速度、人均收入、人口密度等預測控制變量數據均來源于世界銀行數據庫。需要說明的是，2005年中國與東盟簽署《貨物貿易協議》規定了雙方降稅安排的階段性條款，即擬定于2010年實現中國與菲律賓、印度尼西亞、馬來西亞、泰國、新加坡等老東盟5個主要成員國率先實現零關稅目標。故粗略地做出以下劃分：1992—2004年為CAFTA戰略實施前階段；2005—2009年為初步實施階段；2010—2014年為完全實施后階段。

四、實證結果及分析

(一)全局政策效果模擬

為了檢驗CAFTA戰略初步實施和完全實施的進、出口貿易效應，分別以2005年和2010年為時間節點使用合成控制法對政策效果進行評估。需要說明的是，本文將東盟視為一個整體，中國對東盟進出口貿易數據以及相關預測控制變量數據均通過加總獲得*每單位資本存量GDP使用東盟各國GDP總和與資本存量總和比值表示，人均收入使用東盟各國GDP總和與總人數比值表示，人口密度使用東盟各國總人數與各國土地總面積比值表示。。通過數據計算，本文給出了控制組國家在合成東盟組中所占權重，結果如表1所示。合成東盟組國家及其權重較為穩定，受CAFTA戰略實施的時間節點影響不大。當結果變量為E_trade時，印度占合成東盟組的權重最大，說明在中國出口貿易對象國中，東盟與印度特征較為相似；當結果變量為I_trade時，日本占合成東盟組的權重最大，說明在中國進口貿易的對象國中，東盟與日本則較為相似。與此同時，表2給出了2005年CAFTA戰略初步實施之前和2010年CAFTA戰略完全實施之前真實東盟和合成東盟的一些重要經濟預測控制變量的對比。由表2可以發現，結果變量為E_trade時的真實東盟與合成東盟預測控制變量的差異總體上比I_trade時小。以人均收入為例，當結果變量為E_trade時，CAFTA戰略初步實施之前的東盟與合成東盟人均收入差異僅為1.63美元(e0.49)，低于結果變量為I_trade時的11.25美元(e2.42)；在CAFTA戰略完全實施之前，結果變量為E_trade時的差異仍然較小，即1.30美元(e0.26)<23.10美元(e3.14)。由此可見，在現有權重條件下，中國對東盟出口貿易擬合要比對其進口貿易擬合要好。

表1 合成東盟組中控制組國家所占權重

表2 預測控制變量的擬合與對比

本文給出了1992—2014年間中國對東盟和合成東盟進、出口貿易額變化趨勢，結果如圖1所示。其中，縱軸表示E_trade和I_trade，橫軸表示年份；實線表示中國對東盟的真實貿易額；虛線則表示在CAFTA戰略下中國對合成東盟的擬合貿易額。受益于2005年CAFTA框架下的《貨物貿易協議》降稅安排，之后中國對東盟進出口貿易額持續高于對合成東盟的擬合進出口貿易額，且兩者之間的差距呈現逐步擴大趨勢。具體而言，從2007年開始，協議降稅影響中國對東盟出口政策的效果逐步顯現，即真實出口貿易額高于擬合貿易額，且正向缺口從2007年的68.40億美元逐步上升至2014年的1049.27億美元。與此同時，協議降稅后首期的2006年，中國對東盟真實進口貿易額高出擬合進口貿易額169.54億美元。上述結論在CAFTA戰略完全實施時間節點下也得到證實，在2010年自貿區協議全面達成之后，中國對東盟真實進出口貿易額和對合成東盟的擬合進出口貿易額也出現了正向缺口。由此可見，CAFTA戰略的凈貿易效應總體為正，從而形成了中國對東盟雙邊進出口貿易的創造效應。

圖1中國對東盟和合成東盟的進出口貿易變化趨勢

(二)分國別政策效果模擬

類似地，本文基于合成控制法分別獲取各東盟國家的合成組，從而可以計算出前文所定義的CAFTA戰略的凈貿易效應。圖2分別給出了CAFTA戰略初步實施和完全實施帶給中國對東盟整體及各國進出口貿易的政策效果。在此之前，需要運用Abadie et al.(2010)提出的平均標準變動(RMSPE)來判斷處理組國家能否根據最優權重矩陣匹配到理想的合成控制組*簡言之，RMSPE主要用以衡量處理組與其合成控制對象之間的擬合量級差異度，事件發生之前的RMSPE越接近于0，就意味著擬合差異度越小，合成控制對象越理想。。結果顯示，當處理組為東盟整體時，2005年之前結果變量E_trade的RMSPE=10.54%，低于結果變量I_trade=53.18%；在2010年之前，擬合情況基本一致，即44.07%<97.63%。這說明CAFTA戰略初步實施之后，中國對東盟整體出口貿易的政策效果更為真實可信，與前文結論一致。然而，當處理組為東盟各國時，無論結果變量是E_trade還是I_trade，其RMSPE要平穩的多。2005年之前，中國對新加坡出口貿易額的RMSPE和對馬來西亞進口貿易額的RMSPE最大，兩者分別為4.01%和13.59%，均低于對東盟整體進出口貿易額時的RMSPE?？傮w而言，CAFTA初步戰略實施帶給中國對單個東盟國家的凈貿易效應模擬效果要優于對東盟整體的凈貿易效應模擬效果。

觀察圖2可以發現，CAFTA戰略初步實施后中國對東盟整體的凈出口貿易效應為正向的，且隨著時間推移正向效應會呈現不斷擴大趨勢。然而，CAFTA戰略初步實施后中國對東盟各國的凈出口貿易效應卻存在明顯差異。2005年協議降稅初步實施之后，除中國對新加坡、越南的凈出口貿易效應持續為正之外，對其他東盟國家均呈現正負交替的變化趨勢。其中，中國對印度尼西亞的凈出口貿易效應在2008年由負轉正，對馬來西亞、菲律賓、泰國和老撾則在2013年由負轉正，而對柬埔寨則長期維持負值，說明協議降稅影響中國對新加坡和越南的凈出口貿易創造效應是“立竿見影”的，而對余下東盟國家的出口促進作用均具有一定的滯后性。從CAFTA戰略初步實施的凈進口貿易效應看，除中國對印度尼西亞、泰國等國的凈進口貿易效應持續為正之外，對其他東盟國家則均為負。說明協議降稅存在中國對印度尼西亞、泰國和老撾等國的進口貿易創造效應，而對其他東盟國家進口反而起到一定程度的抑制作用。例如，印度尼西亞有著豐富油氣能源和金屬礦產資源，而泰國電子機械、化學橡膠制品等工業也具有明顯優勢，正是兩國存在上述比較優勢，而該優勢與協議降稅初期中國對東盟主要進口商品需求結合起來，從而導致中國對印度尼西亞和泰國等東盟國家進口規模出現更迅速擴張，甚至擠壓對其他東盟國家的同類產品需求。

圖2 CAFTA戰略初步實施的凈貿易效應模擬

需要重點指出的是，新加坡不僅于2005年與中國初步實施了降稅協議，也于2009年與中國正式簽訂了雙邊自由貿易協議(CSFTA)，并率先實現零關稅。那么，中國對新加坡進出口貿易受何種協議的影響呢？以及該種影響究竟是正向的還是負向的呢？為此，本文通過對比兩類協議下中國對新加坡和合成新加坡的進出口貿易額變化趨勢，以此獲取真實的政策效果。由圖3可知，中國對新加坡和合成新加坡進出口貿易額在CSFTA和CAFTA戰略前后均有較明顯的變化。在時間節點2005年、2009年和2010年之前，兩者總體差距較小，而在此之后兩者差距呈現擴大趨勢。其中，在時間節點2005年之后，中國對合成新加坡的擬合出口貿易額持續低于新加坡的實際出口貿易額，而對合成新加坡的擬合進口貿易額則持續高于新加坡的實際進口貿易額，說明CAFTA戰略初步實施階段的協議降稅存在中國對新加坡的出口促進作用和進口抑制作用；而在時間節點2009年和2010年之后，擬合出口貿易額則持續高于實際出口貿易額，而擬合進口貿易額與實際進口貿易額之間則呈現正負交錯的變化趨勢，并于2011年后出現正向缺口，說明CSFTA戰略實施和CAFTA戰略完全實施可能不利于中國對新加坡出口貿易，而對中國-新加坡進口貿易作用則存在一定程度的滯后效應。然而，為了判斷中國對新加坡進出口貿易受何種協議政策效果影響，還需要比較三種情形下中國對新加坡進出口貿易額的RMSPE。具體而言，CSFTA戰略實施之前中國對新加坡出口貿易額的RMSPE為7.72%，高于CAFTA戰略初步實施之前的4.01%，低于CAFTA戰略完全實施之前的8.46%；CSFTA戰略實施之前的中國對新加坡進口貿易額的RMSPE為9.46%，高于CAFTA戰略初步實施之前的3.95%和CAFTA戰略完全實施之前的8.65%。不論結果變量是E_trade還是I_trade，CAFTA戰略初步實施之前的RMSPE都最小，說明2005年CAFTA戰略初步實施對中國-新加坡雙邊貿易的政策效果更為理想，即存在中國對新加坡的出口貿易創造效應和進口貿易抑制效應。

圖3兩類協議下中國對新加坡與合成新加坡的進出口貿易變化趨勢

五、穩健性檢驗

(一)有效性檢驗

為了證明中國對東盟國家的進出口貿易效應確實是源于CAFTA戰略而并非其他因素，且政策效果在統計上是顯著的，Abadie et al.(2010)提供了類似于秩檢驗的隨機化統計方法，即“安慰劑”檢驗法(palcebo test)。該方法的基本做法是：在控制組國家中選取一個非東盟成員國，然后假設該國在同一時間節點下實施CAFTA框架的降稅協議，再根據合成控制法利用其它控制組國家構造該國的合成控制組，最終比較中國對該國真實貿易額與該國合成控制組擬合貿易額之間的差距——即凈貿易效應，如果協議實施后中國對該國的凈貿易效應弱于對東盟國家的凈貿易效應，則證明本文實證結論是有效的。為了能夠準確描述該過程，分別引入CAFTA戰略實施之前和實施之后的RMSPE，分別將其定義為Pre_RMSPE和Post_RMSPE。據此構造比值：π=Post_RMSPE/Pre_RMSPE。當且僅當Pre_RMSPE越小且Post_RMSPE越大時，即比值π越大的情形下，方可說明CAFTA戰略的貿易效應是真實存在的。由前文可知，CAFTA戰略初步實施下的Pre_RMSPE較之于CAFTA戰略完全實施下的Pre_RMSPE均較低，表明前者能較好擬合CAFTA戰略實施影響中國對東盟國家雙邊貿易的沖擊效果，故將2005年作為安慰劑檢驗時間節點。需要說明的是，本文需要剔除掉Pre_RMSPE較大的東盟國家，理由是：對于CAFTA戰略實施之前擬合不好的東盟國家，在戰略實施之后中國對其貿易效應很可能是由擬合緣故所導致的，與CAFTA戰略沒有必然聯系。同時，為了更好體現“安慰劑”檢驗法的檢驗效果，本文將Pre_RMSPE超過對應東盟國家2倍的控制組國家剔除。

本文以越南為例，給出了安慰劑檢驗的結果。中國對越南出口貿易額和進口貿易額的Pre_RMSPE分別為2.98%和1.54%，故按照上述標準分別剔除Pre_RMSPE超過5.96%和3.08%的控制組國家。圖4顯示了中國對越南和控制組國家的進出口貿易預測變動程度的分布，實線為越南，虛線為控制組國家。觀測圖4可知，2005年之前，中國對越南的實際進出口貿易額與對合成越南的擬合進出口貿易額的差距均接近于0，說明擬合效果比較良好；2005年之后，上述差距在越南和其他控制組國家之間開始出現分化，具體表現為，中國對越南的凈出口貿易效應大于0，并分布于其他控制組國家外側，印證了CAFTA戰略初步實施產生了中國對越南顯著的出口創造效應，但是中國對越南的凈進口貿易效應呈現圍繞0正負交錯的狀態，且分布于其他控制組國家內部，說明CAFTA戰略初步實施產生的中國對越南進口創造效應可能不太明顯。當然，還需結合比值π的分布對CAFTA戰略初步實施的政策效果顯著性進行判斷。其中，當結果變量為E_trade時，越南的比值π為146.01，遠高于其他控制組國家，說明在CAFTA戰略初步實施后，RMSPE較CAFTA戰略實施之前變動了近146倍。然而，在其他91個控制組內無法找到類似的RMSPE變動如此大的國家，意味著中國對越南出口貿易額如此變化增幅出現的概率為1/92，即1.09%。從傳統統計推斷的角度看，這也說明CAFTA戰略初步實施導致中國對越南出口貿易創造效應是在5%顯著性水平下高度顯著的。同樣的，當結果變量為I_trade時，越南的比值π僅為27.63，說明CAFTA戰略初步實施后RMSPE較CAFTA戰略實施之前變動了近28倍。相比較而言，其他控制組內共有38個國家的RMSPE變動程度均高于越南，意味著中國對越南進口貿易額增幅出現的概率僅為39/85，即45.88%，證實中國對越南進口貿易創造效應并非是顯著的。按照上述步驟，對其他東盟國家進行類似的“安慰劑”檢驗。結果表明，在5%顯著性水平下，CAFTA戰略實施存在中國對印度尼西亞和新加坡顯著的出口貿易創造效應，以及存在對印度尼西亞和老撾顯著的進口創造效應。

圖4中國對越南和控制組國家的進出口貿易預測變動的程度分布

(二)敏感性檢驗

圖5 CAFTA戰略初步實施的出口貿易創造效應敏感性檢驗

CAFTA戰略初步實施的貿易創造效應是否與選取的控制組國家特性有關呢？為了檢驗該問題，本文決定逐次剔除東盟國家的合成組中權重較大的控制組國家，然后重新評估CAFTA戰略初步實施的貿易創造效應的政策效果，通過多次迭代的方法對實證結果的敏感性進行檢驗。如果迭代之前和之后的CAFTA戰略初步實施的貿易創造效應結果并未發生明顯變化，說明政策效果并不受控制組國家特性的影響。為此，同樣選擇以越南為例進行分析*根據合成越南中權重排序情況，逐次剔除尼日利亞、莫桑比克、俄羅斯、孟加拉國、赤道幾內亞、日本、美國等國進行迭代檢驗。。圖5給出了敏感性檢驗結果。為了便于比較，本文給出中國對越南的真實出口貿易額和迭代之前中國對合成越南的擬合出口貿易額，并分別使用粗實線和粗虛線表示，具體見圖5。觀察圖5可知，迭代之前和迭代之后的真實值與擬合值的變化趨勢大致相同，尤其在2005年之后，兩種情況下中國對越南的真實出口貿易額均位于對合成越南的擬合出口貿易額的上方，實證結果并未隨著控制組數量的增減而出現明顯變化。對于其他東盟國家，通過類似的敏感性檢驗，結果基本穩健。

六、進一步研究：CAFTA戰略的出口貿易創造效應的持續期

雖然上文結果從整體上肯定了CAFTA戰略初步實施的出口貿易創造效應，但仍然值得進一步探討的問題是，該效應能否動態持續呢？因而，有必要進一步采用生存分析模型對CAFTA戰略初步實施下的中國對東盟國家的出口貿易創造效應持續期問題進行探討。

為了獲取中國對東盟各國出口貿易創造效應的持續期變量，本文采取的處理方式是：基于“安慰劑”檢驗法的程序步驟，獲取2005年CAFTA戰略初步實施之后的中國對東盟國家和控制組國家的凈出口貿易效應，并將其定義為Gap；然后定義生存時間變量Time，以2005年為基期，當連續t年Gap>0成立時，可以認為中國對該國出口貿易創造效應持續期為t，即Time=t，且滿足條件t∈[0,10]。然而，“生存時間”數據通常存在右歸并問題。具體而言，定義事件虛擬變量Event，當在樣本期間出現Gap≤0時，說明中國對該國出口貿易創造效應失效，賦值Event=1；當在整個樣本期間Gap>0總是成立時，說明中國對該國出口貿易創造效應存在右歸并，賦值Event=0。同時引入虛擬變量Asean，當該國為東盟國家時，賦值Asean=1；當該國為控制組國家時，賦值Asean=0。

圖6 CAFTA的出口貿易創造效應持續期的KM生存估計

本文使用Kaplan et al.(1958)提出的非參數方法估算中國對東盟國家和控制組國家出口貿易創造效應的生存函數S(t)，以判斷兩種情形下的生存概率問題。圖6給出了CAFTA戰略初步實施之后的中國出口貿易創造效應的KM生存估計結果。其中，實線代表控制組國家，虛線代表東盟國家。觀察圖6發現，中國對東盟國家出口貿易創造效應持續期生存率在第1期之后基本維持在0.5水平上，而對控制組國家出口貿易創造效應持續期生存率幾乎呈現逐期下降趨勢；尤其在第3期之后，東盟國家KM曲線穩定位于控制組國家上方，且差距不斷擴大。這說明中國對東盟國家的出口貿易創造效應面臨更小的失效風險，即出口貿易創造效應持續期更長。

然而，僅僅通過貿易對象國是否為東盟國家來判定中國出口貿易創造效應持續期未免過于武斷，需要進一步將東道國的特征變量納入分析范疇，以控制其他因素對中國出口貿易創造效應持續期的影響。因此，運用更為嚴謹的計量分析方法證實KM生存曲線的直觀結論顯得十分必要。Cox(1972)基于比例風險模型(PH)提出了Cox模型，Cox模型在估計過程中并不需要對風險函數的具體分布形式做嚴格界定，因而在實際運用中更具優勢。因此，本文將Cox模型作為基準生存分析模型，并將其形式設定如下：

(11)

(12)

表3報告了基準Cox模型和時變Cox模型的估計結果。結果顯示，在5%顯著性水平下，在控制了相關控制變量之后，Asean系數顯著為負，說明CAFTA戰略初步實施下的中國對東盟國家的出口貿易創造效應面臨較低的終止風險率，證實了KM生存曲線的預期結果。同時，通過比較兩類Cox模型估計結果發現，其他變量系數符號及顯著性并未存在顯著差異，說明虛擬變量Asean違反PH假設的可能性并不大。

表3 Cox生存分析模型估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t統計值；每列回歸均控制相關控制變量，模型(2)—(5)中分別加入GDP增長率、每單位資本存量GDP、人均收入、人口密度與時間變量Time的交互項。

七、結論和啟示

本文選取1992—2014年間8個東盟國家和96個控制組國家作為分析對象，創造性的使用合成控制法對CAFTA的貿易創造效應進行量化評估。結果表明，總體上，2005年CAFTA戰略框架下的協議降稅實施以來，中國對東盟整體的凈出口貿易效應為正；然而凈貿易效應卻存在較為明顯的差異，中國對越南、新加坡和印度尼西亞等國存在較顯著的出口貿易創造效應，對印度尼西亞和老撾存在較顯著的進口貿易創造效應；借助于Cox生存分析模型進一步發現，CAFTA戰略的初步實施將有效延長中國對東盟國家的出口貿易創造效應持續期。

針對研究結論，帶來的啟示是：

(1)由中國倡導構建的CAFTA框架，在具體運行上是卓有成效的，這體現中國在自貿區戰略問題上的“高瞻遠矚”，因而中國應順勢打造CAFTA的“升級版”，適時地與東盟國家展開領域更廣泛的深度談判與合作，簽訂互惠協議和擴大免稅商品清單，深度挖掘印度尼西亞、新加坡等老東盟國家的市場潛力，拓寬中國產品出口渠道。

(2)由于目前機電、裝備制造等高技術產品仍處于多數東盟國家進口的敏感商品行列，中國出口方面仍會遭遇諸多政策障礙，下階段需要就該問題進行重點協商，盡早將該類產品納入免稅范疇，為高端制造品“走出去”創造契機。

(3)CAFTA戰略實施的成功經驗也為中國在自貿區框架內與其他新興經濟體開展更廣泛的經貿合作提供了良好示范?；诋a業比較優勢，推進雙邊貿易往來，同時就降稅協議的磋商應結合本國經濟發展事實而采取“小步慢跑”的方式進行，既要保證國內幼稚產業發展不至于受到威脅，也要為雙邊貿易持續擴張提供更大空間。

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(責任編輯 張 坤)

TradeCreationEffectofChina-ASEANFreeTradeArea:OnSyntheticControlMethod

NIE Fei

(College of Economics & Management, Huazhong Agriculture University, Wuhan 430070)

Using the bilateral trade data between China and 104 countries during 1992—2014, this paper applies synthetic control method to examine the trade creation effect of CAFTA. The results show that the trade creation effect of CAFTA is positive under influence of preliminary implementation CAFTA strategy in 2005. According to the national division, export creation effect of CAFTA exists between China with Indonesia, Vietnam and Singapore, while import creation effect of CAFTA exists between China with Indonesia and Laos. Further study finds that implementation of CAFTA strategy has significantly prolonged the duration of export creation effect between China with ASEAN countries.

CAFTA; trade creation effect; synthetic control method; duration

2017-02-28

聶 飛(1989--)，男，湖北荊州人，博士，華中農業大學經濟管理學院講師。

華中農業大學自主科技創新基金(2662016QD051)。

F114.4

：A

：1001-6260(2017)07-0036-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.004